Gesundheit von Kindern und Jugendlichen in Eineltern-, Stief- und Kernfamilien

Petra Rattay, Dr. Elena von der Lippe, PD Dr. Thomas Lampert Gesundheit von Kindern und Jugendlichen in Eineltern-, Stief- und Kernfamilien Ergebnisse der KiGGS-Studie (KiGGS Welle 1) Einleitung Hintergrund Im Jahr 2011 wuchsen von den 12,9 Millionen in Deutschland lebenden Kindern und Jugendlichen unter 18 Jahren 17 % in Einelternfamilien auf (Bundesministerium für Familie, Senioren, Frauen und Jugend 2012b). Bei neun von zehn Alleinerziehenden handelt es sich um alleinerziehende Mütter (Bundesministerium für Familie, Senioren, Frauen und Jugend 2011). Der Anteil der in Stieffamilien lebenden Kinder und Jugendlichen liegt Schätzungen wissenschaftlicher Studien zufolge zwischen 6,0 % (Teubner 2002) und 10,9 % (Steinbach 2008). Zahlreiche Studien belegen ferner, dass Kinder und Jugendliche, die in Einelternfamilien aufwachsen, überdurchschnittlich häufig von Armut betroffen sind (Bundesministerium für Arbeit und Soziales 2013). So beziehen Einelternfamilien im Vergleich zu Paarfamilien im Bundesdurchschnitt fünf Mal häufiger Hartz IV (Lenze 2014). Forschungsstand Der Zusammenhang von Familienform und gesundheitlicher Lage von Kindern und Jugendlichen ist in Deutschland bisher erst in Ansätzen untersucht. Während sich inzwischen einige Studien zur Gesundheit von Kindern in Einelternfamilien finden (Brockmann 2012; Erhart & Ravens- Sieberer 2008; Hagen et al. 2010; Klocke 2012; Scharte et al. 2012; Schlack 2013; Seyda & Lampert 2009; Wendt & Walper 2007), gibt es nur wenige Ergebnisse zur Gesundheit von Kindern in Stieffamilien (Erhart & Ravens-Sieberer 2008; Schlack 2013; Seyda & Lampert 2009; Wendt & Walper 2007). Die vorliegenden Studien ergeben insbesondere für die psychische und nur in Teilen für die somatische Gesundheit höhere Beeinträchtigungen bei Kindern und Jugendlichen, die nicht mit beiden leiblichen Eltern zusammenleben, gegenüber Gleichaltrigen, die bei beiden leiblichen Elternteilen aufwachsen. In der Scheidungsforschung wird die Trennung oder Scheidung der Eltern als wichtiges kritisches Lebensereignis im Kindes- und Jugendalter gewertet. Insbesondere das Erleben starker Konflikte in der Ursprungsfamilie, der Kontaktverlust oder die Einschränkung des Kontakts zu einem Elternteil, ein Umzug in ein neues Wohngebiet nach der Trennung der Eltern inkl. eines damit einhergehenden Wechsels von Schule oder Kita sowie ungünstigere zeitliche und ökono- Seite 1 von 12

mische Ressourcen auf Seiten des alleinerziehenden Elternteils können zu psychosozialen Belastungen bei Kindern und Jugendlichen führen (Amato 2000; Amato 2010; Bohrhardt 2006). Allerdings kann die Trennung der Eltern bisweilen auch mit Vorteilen für die Entwicklung der Kinder und Jugendlichen einhergehen nicht zuletzt durch die Entschärfung familiärer Konflikte (Walper 2002). Das Eingehen einer neuen Partnerschaft auf Seiten des alleinerziehenden Elternteils kann einerseits mit einer Verbesserung der sozialen und finanziellen Ressourcen der Familie verbunden sein. Andererseits macht dies auf Seiten der Kinder eine neuerliche Anpassung an veränderte Lebensverhältnisse erforderlich (Walper 2002) und kann mit Loyalitätskonflikten gegenüber dem nicht im Haushalt lebenden Elternteil sowie Rivalitätskonflikten mit dem sozialen Elternteil einhergehen (Ley 2005; Wendt & Walper 2007). Fragestellungen Der vorliegende Beitrag geht folgenden Fragestellungen nach: Unterscheidet sich die Gesundheit von Kindern und Jugendlichen aus Kern-, Eineltern- und Stieffamilien? Haben die Unterschiede in der Gesundheit zwischen den Familienformen Bestand nach Kontrolle für den elterlichen Sozialstatus? für das familiäre Miteinander? Methode Daten Datenbasis bildet die 2009 bis 2012 vom Robert Koch-Institut durchgeführte 1. Folgebefragung der KiGGS-Studie (KiGGS Welle1), die als telefonische Befragung realisiert wurde. Die Telefoninterviews wurden bei den 0- bis 17-Jährigen mit den Eltern sowie ab dem Alter von 11 Jahren auch mit den Probandinnen und Probanden selbst durchgeführt. Die Stichprobe von KiGGS Welle 1 bestand zum einen aus einer neuen Querschnittstichprobe 0- bis 6-Jähriger, die zufällig aus den Melderegistern der ursprünglichen 167 Studienorte der KiGGS-Basiserhebung gezogen wurden. Zum anderen wurden die ehemaligen Teilnehmenden der KiGGS-Basiserhebung, die inzwischen 6 bis 24 Jahre alt waren und als geschlossene Kohorte weitergeführt werden, zur Befragung eingeladen. In die hier vorgestellten Analysen gingen die Daten von 10.298 Mädchen und Jungen im Alter von 3 bis 17 Jahren ein (Response: 55,4 %). Vor Beginn der Studie lagen positive Voten der Ethikkommission der Charité-Universitätsmedizin Berlin und des Bundesbeauftragten für den Datenschutz vor. Eine Befragung erfolgte bei den 0- bis 17-Jährigen nur nach Information und schriftlicher Einverständniserklärung der Sorgeberechtigten. Ziele, Konzept und Design der KiGGS-Studie sind an anderer Stelle ausführlich beschrieben (Hölling et al. 2012; Lange et al. 2014). Seite 2 von 12

Als Outcome-Variablen wurden die folgenden Indikatoren ausgewählt, die exemplarisch Aspekte der psychischen und somatischen Gesundheit sowie des Gesundheitsverhaltens abbilden und sowohl für das Kindes- als auch das Jugendalter von Bedeutung sind: mittelmäßiger bis sehr schlechter allgemeiner Gesundheitszustand (Elterneinschätzung), chronische Krankheit, emotionale und Verhaltensprobleme (auffälliger Gesamtproblemwert des Screening- Instruments Strengths and Difficulties Questionnaire (SDQ)) (Hölling et al. 2014), geringe gesundheitsbezogene Lebensqualität (KIDSCREEN-10, ab 7 Jahre) (Ellert et al. 2014), geringer Obst- und Gemüseverzehr (< 2 Portionen/Tag). Die Familienform wurde in KiGGS Welle 1 auf Basis der Angaben der Eltern zum Hauptaufenthaltsort bestimmt. Kinder in Kernfamilien leben mit beiden leiblichen Elternteilen zusammen. In Einelternfamilien wachsen Kinder in Haushalten mit nur einem Elternteil auf (Mutter oder Vater). Stieffamilien zeichnen sich dadurch aus, dass neben dem leiblichen auch ein soziales Elternteil zur Familie gehört. Familien, in denen ein Kind mit einem sozialen Elternteil lebt, zählen zu den Stieffamilien unabhängig davon, ob auch gemeinsame Kinder des Elternpaares im Haushalt leben. Nicht von Belang ist, ob die Elternteile verheiratet sind oder in einer nichtehelichen Lebensgemeinschaft zusammenleben. Als Kontrollvariablen wurden neben Alter, Geschlecht und Wohnregion (West/Ost inkl. Berlin) der Sozialstatus der Eltern sowie das familiäre Miteinander einbezogen. Der Sozialstatus wurde anhand eines Indexes bestimmt, in den Angaben der Eltern zu ihrer schulischen und beruflichen Ausbildung, ihrer beruflichen Stellung und ihrem Haushaltsnettoeinkommen (bedarfsgewichtet) eingehen und der eine Einteilung in niedrige, mittlere und hohe Statusgruppe ermöglicht (Lampert et al. 2014). Das familiäre Miteinander wurde über das Item Wir kommen wirklich alle gut miteinander aus aus der Familienklima-Skala von Schneewind et al. (Schneewind et al. 1985) erfasst (bis 10 Jahre: Elternangabe; ab 11 Jahren: Selbstangabe). Die Antwortmöglichkeiten stimmt nicht und stimmt kaum wurden zusammengefasst, so dass das Item mit 3 Ausprägungen ( stimmt genau, stimmt eher und stimmt kaum oder nicht ) in die Analyse einging. Datenanalyse Im ersten Schritt der statistischen Analyse wurden bivariat für die ausgewählten Gesundheitsparameter nach Familienform differenzierte Prävalenzen berechnet (Rao Scott-Test). Im zweiten Schritt erfolgte multivariat eine Quantifizierung des Effekts der Familienform auf die Gesundheitsoutcomes mittels binär logistischer Regressionen (Referenzgruppe: Kernfamilie). Modell 1: adjustiert für Alter, Geschlecht, Wohnregion Modell 2a: adjustiert für Alter, Geschlecht, Wohnregion + elterlichen Sozialstatus Modell 2b: adjustiert für Alter, Geschlecht, Wohnregion + familiäres Miteinander Modell 3: adjustiert für alle Einflussfaktoren Seite 3 von 12

Aufgrund der geringen Fallzahlen bei einigen Outcomes wurde lediglich eine Adjustierung, aber keine Stratifizierung nach Alter und Geschlecht vorgenommen. Im dritten Schritt wurde für den SDQ-Gesamtwert (auffällig) eine binär logistische Regression mit der Interaktion zwischen Familienform und elterlichem Sozialstatus (adjustiert für Alter, Geschlecht, Wohnregion) berechnet. Alle Analysen wurden mit einem Gewichtungsfaktor durchgeführt, der Abweichungen der Stichprobe von der Bevölkerungsstruktur (Stand 31.12.2010) hinsichtlich Alter, Geschlecht, Region, Staatsangehörigkeit, Gemeindetyp und Bildungsstand des Haushaltsvorstandes (Mikrozensus 2009) korrigiert. Ferner wurde für die ehemaligen Teilnehmerinnen und Teilnehmer der KiGGS- Basiserhebung die unterschiedliche Wiederteilnahmebereitschaft mittels Gewichtung nach relevanten Merkmalen aus der KiGGS-Basiserhebung ausgeglichen (Lange et al. 2014). Um sowohl die Gewichtung als auch die Korrelation der Teilnehmenden innerhalb einer Gemeinde zu berücksichtigen, wurden die Konfidenzintervalle und p-werte mit Verfahren für komplexe Stichproben berechnet. Unterschiede werden als statistisch signifikant angesehen, wenn der p-wert kleiner 0,05 ist. Beschreibung der Stichprobe Laut KiGGS Welle 1 wachsen 79,6 % der 3- bis 17-jährigen Kinder und Jugendlichen in einem Haushalt mit beiden leiblichen Elternteilen auf. 13,8 % leben in einer Einelternfamilie und 6,6 % in einer Stieffamilie (Abb. 1). Abb. 1 Beschreibung der Stichprobe Quelle: KiGGS-Welle 1, Robert Koch-Institut Seite 4 von 12

Auch in Hinblick auf den elterlichen Sozialstatus sowie das familiäre Miteinander unterscheiden sich die drei Familienformen signifikant voneinander: Insbesondere Heranwachsende aus Einelternfamilien finden sich signifikant häufiger in der niedrigen Sozialstatusgruppe als Gleichaltrige aus Kern- und Stieffamilien. Und auch beim familiären Miteinander zeigen sich signifikante Unterschiede zu Ungunsten der Kinder aus Eineltern- und Stieffamilien (Abb. 1). Ergebnisse Bei allen Outcomes außer der allgemeinen Gesundheit zeigen sich signifikante Unterschiede in den Prävalenzen nach Familienform derart, dass die Bevölkerungsanteile für die einzelnen gesundheitlichen Beeinträchtigungen bei Kindern und Jugendlichen aus Kernfamilien signifikant niedriger sind als bei Gleichaltrigen aus Eineltern- und Stieffamilien. Lediglich bei dem Vorliegen einer chronischen Erkrankung zeigen sich nur zwischen Kern- und Einelternfamilie, nicht aber zwischen Kern- und Stieffamilie signifikante Unterschiede (Abb. 2). Abb. 2 Prävalenzen stratifiziert nach Familienform Quelle: KiGGS-Welle 1, Robert Koch-Institut Auch nach Adjustierung für Unterschiede hinsichtlich Alter, Geschlecht und Wohnregion zwischen den Familienformen (Modell 1) bleiben diese Unterschiede stabil (Tab.1). Die Odds Ratios in Modell 2a verdeutlichen, dass die gesundheitlichen Beeinträchtigungen in Einelternfamilien zum Teil auf den niedrigeren Sozialstatus zurückzuführen sind, nicht aber in Stieffamilien. Bei Kontrolle für den elterlichen Sozialstatus zeigen sich für Heranwachsende aus Einelternfamilien im Vergleich zu Gleichaltrigen aus Kernfamilien keine erhöhten Odds Ratios für eine geringe gesundheitsbezogene Lebensqualität sowie einen geringen Obst- und Gemüseverzehr. Auch das Odds Ratio für emotionale und Verhaltensprobleme ist gegenüber Modell 1 deut- Seite 5 von 12

lich kleiner, aber weiterhin signifikant. Bei den chronischen Krankheiten zeigt sich hingegen zwischen Modell 1 und Modell 2a keine Veränderung. Für Heranwachsende aus Stieffamilien ändern sich die Odds Ratios nach Kontrolle für den elterlichen Sozialstatus kaum gegenüber Modell 1. Die Bedeutung des familiären Miteinanders für den Zusammenhang zwischen Familienform und Gesundheit ist gering (Modell 2b). Dies ist daran abzulesen, dass die Odds Ratios in Modell 2b nur geringfügig von denen in Modell 1 abweichen. Lediglich bei der gesundheitsbezogenen Lebensqualität ist ein Rückgang zu verzeichnen, so dass das Odds Ratio für die Einelternfamilien gegenüber der Kernfamilie nicht mehr signifikant erhöht ist. In dem vollständig adjustierten Modell (Modell 3) bestehen Unterschiede zwischen Einelternund Kernfamilien nur noch bei den chronischen Erkrankungen sowie bei emotionalen und Verhaltensproblemen. Bei den Stieffamilien finden sich bei emotionalen und Verhaltensproblemen, bei der gesundheitsbezogenen Lebensqualität sowie beim Obst- und Gemüseverzehr signifikant erhöhte Odds Ratios gegenüber Kernfamilien. Die Familienform ist somit in Teilen unabhängig vom elterlichen Sozialstatus und dem familiären Miteinander mit der Gesundheit von Kindern und Jugendlichen assoziiert. Tab. 1 Adjustierte Odds Ratios für die Bedeutung der Familienform für die Gesundheitsoutcomes Quelle: KiGGS-Welle 1, Robert Koch-Institut * P < 0,05 ** P < 0,01 *** P < 0,001 Für den auffälligen SDQ-Gesamtproblemwert wurde darüber hinaus die Interaktion zwischen elterlichem Sozialstatus und Familienform berechnet. Abbildung 3 ist zu entnehmen, dass der Zusammenhang zwischen Familienform und emotionalen und Verhaltensproblemen in starkem Maße mit dem elterlichen Sozialstatus variiert. So unterscheiden sich Heranwachsende aus Kern- und Einelternfamilien mit hohem Sozialstatus nicht signifikant hinsichtlich ihres Risikos für emotionale und Verhaltensprobleme. Stark erhöhte Odds Ratios lassen sich insbesondere Seite 6 von 12

für Familien der niedrigen Sozialstatusgruppe ausmachen. Auch für Heranwachsende aus Kernfamilien mit niedrigem Sozialstatus ist das Odds Ratio für emotionale und Verhaltensprobleme im Vergleich zu Heranwachsenden aus Kernfamilien mit hohem Sozialstatus 7,5-fach erhöht. Für Kinder und Jugendliche aus Eineltern- und Stieffamilien mit niedrigem Sozialstatus ist das Risiko für psychische Auffälligkeiten im Vergleich zur Referenzgruppe (Kinder und Jugendliche aus Kernfamilien der hohen Sozialstatusgruppe) sogar auf mehr als das 10-Fache erhöht. Aufgrund der kleinen Fallzahlen weisen die Odds Ratios allerdings eine relativ große Ungenauigkeit auf. Der Blick auf die Konfidenzintervalle verdeutlicht jedoch, dass diese deutlich vom Wert 1 entfernt sind. Abb. 3 Odds Ratios für emotionale und Verhaltensprobleme (auffälliger SDQ-Gesamtproblemwert). Interaktion von Familienform und SES n.s. *** *** * *** *** *** *** * p <0,05 ** p <0,01 *** p <0,001 Ref. Quelle: KiGGS-Welle 1, Robert Koch-Institut Zusammenfassung Die hier vorgestellte Analyse zeigt, dass zwischen den drei Familienformen deutliche Unterschiede hinsichtlich des Sozialstatus, des familiären Miteinanders und der gesundheitlichen Lage der Kinder und Jugendlichen bestehen. Unterschiede in der Gesundheit von Kindern und Jugendlichen nach Familienform zeigen sich insbesondere bei der psychischen Gesundheit und der gesundheitsbezogenen Lebensqualität. Bei den Heranwachsenden aus Einelternfamilien lassen sich die im Vergleich zur Kernfamilie höheren Odds Ratios für gesundheitliche Beeinträchtigun- Seite 7 von 12

gen zu einem gewissen Teil auf den niedrigeren Sozialstatus zurückführen. Der moderierende Einfluss von Sozialstatus und Familienklima ist insgesamt aber als eher gering einzuschätzen. Deutlich wird allerdings, dass es eine Kumulation von Belastungsfaktoren gibt. D.h. Kinder und Jugendliche, die nicht mit beiden leiblichen Elternteilen zusammenleben und zudem sozioökonomisch benachteiligt sind, haben eine vielfach erhöhtes Risiko für psychische Probleme (SDQ-Gesamtproblemwert). Diskussion Limitationen Da die hier vorgestellten Ergebnisse auf Analysen mit Querschnittsdaten basieren, sind keine Aussagen zur Richtung des Zusammenhangs von gesundheitlicher Lage und Familienform möglich. Denn nicht nur Trennung oder Scheidung der Eltern können zu psychosomatischen Belastungen auf Seiten der Heranwachsenden führen (Kausalitätshypothese), sondern auch gesundheitliche Probleme eines Kindes (zum Beispiel eine schwere chronische Erkrankung oder psychische Auffälligkeiten) können eine Belastung für die Partnerschaft der Eltern sein und bestehende Paarprobleme vergrößern (Selektionshypothese) (Bernardi et al. 2013). Studien haben sowohl für die Kausalitäts- als auch die Selektionshypothese Belege gefunden. Insbesondere das hier berichtete Ergebnis, dass Heranwachsende aus Einelternfamilien ein höheres Risiko für chronische Erkrankungen haben, kann im Sinne eines Selektionsprozesses interpretiert werden. So kann eine schwere chronische Erkrankung eines Kindes zu einer Belastung der Paarbeziehung und in Folge zu Trennung oder Scheidung der Eltern beitragen. Ferner kann vermutet werden, dass alleinerziehende Eltern mit schwer chronisch kranken Kindern nicht so schnell eine neue Familie gründen bzw. größere Probleme haben, einen neuen Partner / eine neue Partnerin zu finden. In der hier vorgestellten Analyse konnte diese Hypothese aber aufgrund des Querschnitt-Studiendesigns nicht überprüft werden. Eine weitere Limitation ist, dass wichtige Einflussfaktoren wie der Zeitpunkt der Trennung der Eltern, konfliktreiche Auseinandersetzungen der Eltern (insbesondere in der Trennungsphase), die Tragfähigkeit der Beziehung zum Eltern- und gegebenenfalls zum Stiefelternteil, bei dem/denen das Kind lebt, die Kontakthäufigkeit und Beziehungsqualität zum getrennt lebenden Elternteil, die soziale Eingebundenheit der Familie sowie zeitliche Ressourcen keine Berücksichtigung finden konnten, da hierzu keine Angaben in KiGGS erhoben wurden. Mit Blick auf Kinder lediger Alleinerziehender ist zudem unklar, ob sie die Trennung der Eltern erlebt haben oder bereits von Geburt an bei nur einem Elternteil aufgewachsen sind. Ausblick Mit der Fortführung der KiGGS-Kohorte lassen sich zukünftig Längsschnittanalysen (Lebensverlaufsanalysen) über drei Erhebungszeitpunkte durchführen, die auch Aussagen zur Richtung des Zusammenhangs zwischen Gesundheit und Familienform erlauben werden. Ferner werden in der aktuell laufenden 2. KiGGS-Folgebefragung (KiGGS Welle 2) erstmals Indikatoren erhoben, Seite 8 von 12

die differenziertere Analysen unter Einbezug z.b. des Zeitpunkts der Trennung der Eltern, des Erziehungsstil der Eltern etc. ermöglichen. Darüber hinaus können in KiGGS Welle 2 auch Kinder und Jugendliche, die in sogenannten blended Stieffamilien aufwachsen, identifiziert werden. In blended Stieffamilien leben neben Kindern aus früheren Paarbeziehungen auch gemeinsame Kinder des Elternpaares. Diese wurden in der vorliegenden Analyse zu den Kernfamilien gezählt. Schlussfolgerungen für die Praxis Auch wenn sich aus den hier vorgestellten Ergebnissen keine unmittelbaren Empfehlungen ableiten lassen, seien abschließend einige Ansatzpunkte für eine familienorientierte Gesundheitsförderung umrissen, die auf der familienpolitischen und -rechtlichen Anerkennung der Vielfalt familiärer Lebensformen beruhen, in denen Kinder und Jugendliche heute aufwachsen. Um die psychosozialen und -somatischen Belastungen von Kindern im Zuge einer Trennung o- der Scheidung beziehungsweise der Integration eines Stiefelternteils in die Familie möglichst gering zu halten, stehen Eltern niedrigschwellige Beratungs- und Mediationsangebote zur Verfügung, die Mütter und Väter für die kindlichen Bedürfnisse in Phasen kritischer familiärer Übergänge sensibilisieren können (Eckhardt & Foltyn 2010, Kleewein 2010; Kolip & Lademann 2012). Die aktive Einbindung der Heranwachsenden in die Gestaltung der neuen Lebenssituation erleichtert ihnen oftmals die Verarbeitung der Trennungserfahrung (zum Beispiel durch Mitsprache bei Regelungen der Besuchszeiten beim nicht in der Familie lebenden Elternteil) beziehungsweise beim Übergang in eine neue Familienkonstellation (Ley 2005). Der Fokus einer familienorientierten Gesundheitsförderung ist aber insbesondere auf Maßnahmen zur sozialen, finanziellen und organisatorischen Unterstützung von sozial benachteiligten Familien ausgerichtet, die im Sinne integrierter Ansätze die gesamte Lebenssituation einbeziehen (Kolip & Lademann 2012). Insbesondere im Setting Kita und Schule können viele Angebote bereitgestellt werden, von denen auch Kinder und Eltern aus Einelten- und Stieffamilien profitieren, indem sie ohne Stigmatisierung einzelner Familienformen Kinder elternunabhängig stärken und Eltern entlasten (Ganztagsbetreuung, Freizeit- und Sportangebote im Rahmen von Schule, Schulsozialarbeit etc.). Da zudem Alleinerziehende häufiger in sozioökonomisch ungünstigen Lebensverhältnissen leben, die in starkem Maße mit gesundheitlichen Beeinträchtigungen von Kindern und Jugendlichen einhergehen (Lampert et al. 2014), sei an dieser Stelle zudem auf Maßnahmen zur besseren Vereinbarkeit von Familie und Beruf verwiesen, die es auch alleinerziehenden Eltern ermöglichen, berufstätig zu sein, den Lebensunterhalt für die Familie zu sichern und gleichzeitig ausreichend Zeit für die Familie zu haben (Bundesministerium für Familie, Senioren, Frauen und Jugend 2012a). Resümierend lässt sich festhalten, dass das Aufwachsen in Eineltern- und Stieffamilien zwar mit psychischen und somatischen Beeinträchtigungen einhergehen kann, die überwiegende Mehrheit der Kinder aber dennoch in allen Familienformen gesund aufwächst. Seite 9 von 12

Die Langversion dieses Beitrags (ohne Ergebnisse zur Interaktion zwischen Familienform und elterlichem Sozialstatus) finden Sie unter: http://edoc.rki.de/oa/articles/renrhy75t18u/pdf/20q30zjaln4fs.pdf Literatur / Quellen: Amato PR (2000). The consequences of divorce for adults and children. In: J Marriage Fam 62(4): 1269-1287. Amato PR (2010). Research on divorce: Continuing trends and new developments. In: J Marriage Fam 72(3): 650-666. Bernardi F, Härkönen J, Boertien D, Andersson Rydell L, Bastaits K, Mortelmans D (2013). Effects of family forms and dynamics on children s well-being and life chances: literature review. State of the art report. Families and societies. Working paper series (4). Bohrhardt R (2006). Vom 'broken home' zur multiplen Elternschaft. Chancen und Erschwernisse kindlicher Entwicklung in diskontinuierlichen Familienbiografien. In: Bertram H, Krüger H, Spieß CK (Hrsg.). Wem gehört die Familie der Zukunft? Expertisen zum 7. Familienbericht der Bundesregierung. Opladen: Barbara Budrich: 169-188. Brockmann H (2012). Ungesunde Verhältnisse? Eine Längsschnittanalyse zur Gesundheit von Kindern in zusammenund getrenntlebenden Familien. SOEPpapers on Multidisciplinary Panel Data Research. Berlin: DIW. Bundesministerium für Arbeit und Soziales (Hrsg.) (2013). Lebenslagen in Deutschland. Der Vierte Armuts- und Reichtumsbericht der Bundesregierung. Armuts- und Reichtumsberichterstattung der Bundesregierung. Bonn: BMAS. Bundesministerium für Familie, Senioren, Frauen und Jugend (Hrsg.) (2011). Familienreport 2011. Leistungen, Wirkungen, Trends. Berlin: BMFSFJ. Bundesministerium für Familie, Senioren, Frauen und Jugend (Hrsg.) (2012a). 8. Familienbericht. Zeit für Familie Familienzeitpolitik als Chance einer nachhaltigen Familienpolitik. Berlin: BMFSFJ. Bundesministerium für Familie, Senioren, Frauen und Jugend (Hrsg.) (2012b). Familienreport 2012. Leistungen, Wirkungen, Trends. Berlin: BMFSFJ. Eckhardt T, Foltyn E (2010). Scheidungsmediation. In: Werneck H, Werneck-Rohrer S (Hrsg.). Psychologie der Scheidung und Trennung. Theoretische Modelle, empirische Befunde und Implikationen für die Praxis 2. korr. Aufl. Wien: Facultas: 147-161. Ellert U, Brettschneider A, Ravens-Sieberer U, KiGGS-Study Group (2014). Gesundheitsbezogene Lebensqualität bei Kindern und Jugendlichen in Deutschland Ergebnisse der KiGGS-Studie Erste Folgebefragung (KiGGS Welle 1). In: Bundesgesundheitsbl Gesundheitsforsch Gesundheitsschutz 57(7): 798-806. Erhart M, Ravens-Sieberer U (2008). Die Rolle struktureller Aspekte von Familie, innerfamiliärer Kommunikation und Unterstützung für die Gesundheit im Kindes- und Jugendalter In: Richter M, Hurrelmann K, Klocke A, Melzer W, Ravens-Sieberer U (Hrsg.). Gesundheit, Ungleichheit und jugendliche Lebenswelten. Ergebnisse der zweiten internationalen Vergleichsstudie im Auftrag der Weltgesundheitsorganisation WHO. Weinheim, München: Juventa: 190-213. Hagen C, Lange C, Lampert T (2010). Gesundheitliche Situation von Kindern alleinerziehender Mütter. In: Collatz J (Hrsg.). Familienmedizin in Deutschland. Notwendigkeit, Dilemma, Perspektiven. Für eine inhaltlich orientierte Gesundheitsreform. Lengereich, Berlin, Bremen, Miami, Riga, Viernheim, Wien, Zagreb: Pabst Science Publishers: 176-200. Hölling H, Schlack R, Kamtsiuris P, Butschalowsky H, Schlaud M, Kurth BM (2012). Die KiGGS-Studie: Bundesweit repräsentative Längs- und Querschnittstudie zur Gesundheit von Kindern und Jugendlichen im Rahmen des Gesundheitsmonitorings am Robert Koch-Institut. In: Bundesgesundheitsbl Gesundheitsforsch Gesundheitsschutz 55(6-7): 836-842. Hölling H, Schlack R, Petermann F, Ravens-Sieberer U, Mauz E, KiGGS-Study Group (2014). Psychische Auffälligkeiten und psychosoziale Beeinträchtigungen bei Kindern und Jugendlichen im Alter von 3 bis 17 Jahren in Deutschland: Prävalenz und zeitliche Trends zu zwei Erhebungszeitpunkten (2003-2006 und 2009-2012). Ergebnisse der KiGGS- Studie - Erste Folgebefragung (KiGGS Welle 1). In: Bundesgesundheitsbl Gesundheitsforsch Gesundheitsschutz 57(7): 807-819. Seite 10 von 12

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Kontakt Petra Rattay Robert Koch-Institut Abt. für Epidemiologie und Gesundheitsmonitoring General-Pape-Str. 62-66 12101 Berlin Tel.: 030 / 18754-3323 Fax: 030 / 18754-3211 E-Mail: RattayP@RKI.de www: http://www.kiggs-studie.de www.armut-und-gesundheit.de/kongressarchiv.715.0.html?&no_cache=1 Seite 12 von 12