De Interne Structuur van de Nederlandse versie
van de Frequency and Acceptability of Partner
Behavior Inventory (FAPBI)
Bachelorthese Klinische Psychologie
Rick Waij 10336338
Universiteit van Amsterdam
Begeleider:
Henk Jan Conradi
Abstract
De Frequency and Acceptability of Partner Behavior Inventory(FAPBI) is een Engelse
veelgebruikte betrouwbare vragenlijst voor relatietherapie. De FAPBI meet frequentie en acceptatie van deze frequentie positieve en negatieve partnergedragingen. Deze studiebeoogd de interne structuur te toetsen van de naar het Nederlands vertaalde FAPBI. Door middel van een confimative factor analysis bij 222 studenten en 87 paren. Verder zijn geslachtsverschillen op de scores op de schalen frequentie en acceptatieonderzocht. Met de confimatieve factor analys werden wel de twee hoofdschalen, positief en negatief partnergedrag gevonden, maar niet de vier subschalen (Affect, Closeness, Demand en Valiation). Er is een kleine correlatie gevonden tussen de schalen frequentie en acceptatie. Positief gedrag correleert zoals verwacht positief met acceptatie en negatief gedrag correleert negatief met acceptatie. Er werd geen verschil gevonden voor geslacht.
Inleiding
Sinds 1990 is het aantal huwelijken dat in een echtscheiding eindigt met meer dan 12 procent gegroeid. In 2014 stond het aantal huwelijken in Nederland dat ontbonden werd door middel van een echtscheiding op meer dan 40 procent (Centraal Bureau voor de Statistiek, 2016). In Amerika staat dit percentage zelfs op 50 procent (Bradbury, Fincham & Beach, 2000). Een
echtscheiding brengt ook hoge kosten met zich mee. In Amerika kost een echtscheiding gemiddeld $30.000 (Caldwell, Woolley & Caldwell, 2007). Schramm (2006) toonde aan dat elke $1 geïnvesteerd in relatietherapie de regering gemiddeld $1,85 zal besparen. Aangezien het aantal echtscheidingen steeds toeneemt, is er de laatste jaren veel onderzoek gedaan naar de effectiviteit en werkzame factoren achter verscheidene relatietherapieën (Lebow, Chambers, Christensen, & Johnson, 2012)
In het begin lag de focus vooral op verandering van de ratio van positief en negatief gedrag. Positieve gedragsactivatie wordt hierbij gebruikt om de relatietevredenheid te verhogen. Traditional
Behavioral Couple Therapy (TBCT) gaat ervan uit dat positieve gedragsverandering samen met
training in communicatievaardigheden en probleemoplossend vermogen voor minder conflicten zorgt en voor meer waardering van de partner (Lawrence, Eldridge & Christensen, 1998). Echter blijkt dat slechts één op de drie problemen oplosbaar is en de communicatietraining erg onnatuurlijk aanvoelt (Jacobson & Christensen, 1996). Daarnaast zijn de emotioneel geladen reacties op het gedrag van de partner vaak net zo’n probleem als het gedrag van de partner zelf. Deze reactie kan er indirect ook weer voor zorgen dat het problematisch gedrag niet wordt veranderd. Het leren omgaan en het accepteren van het gedrag geeft mogelijkheden tot meer betrokkenheid en intimiteit binnen de relatie (Jacobson et al., 2000). Deze acceptatie biedt paradoxaal genoeg weer een brug tot verandering van gedrag. De acceptatie van partnergedrag staat centraal binnen Integrative
Behavioral Couple Therapy (IBCT) (Jacobson & Christensen,1996; Jacobson et al., 2000).
In de visie van Christensen (1995), één van de voornaamste onderzoekers op het gebied van acceptatie en relaties en de medeontwikkelaar van IBCT, wordt ervan uitgegaan dat er binnen een relatie altijd gedragingen zullen voorkomen tussen partners die niet verenigbaar zijn. Er wordt gesteld dat relatiestress veroorzaakt wordt door een gebrek aan samenwerking vanwege
‘onacceptabele’ aan de persoonlijkheid gerelateerde verschillen. De acceptatie van deze verschillen zou de eerste stap naar samenwerking zijn. Door de acceptatie zou de blokkade van de
gedragsverandering opgeheven kunnen worden, wat de eerste stap richting een grotere relatietevredenheid zou kunnen zijn. IBCT is door meerdere studies empirisch ondersteund (Christensen et al., 2004). Zo werd er door Christensen, Atkins, Yi, Baucom en George (2006) gevonden dat TBCT directer resultaat boekt ten opzichte van IBCT maar dat IBCT na 2 jaar voor meer relatietevredenheid zorgt dan TBCT. Na vijf jaar is dit echter weer gelijk aan elkaar(Christensen, Atkins, Baucom & Yi, 2010).
Het verhogen van zowel de frequentie van het positieve partnergedrag en acceptatie van het gedrag lijken dus beiden een rol te spelen bij het verhogen van relatietevredenheid. Op individueel niveau kan gevraagd worden om een oordeel te geven over de mate van acceptatie van het gedrag van de partner op verschillende onderdelen van de relatie (bijv. seksuele activiteit). Op deze manier kan er gevonden welke onderdelen volgens het individu niet goed functioneren. Dit kan als
belangrijke themagebieden functioneren binnen een therapie. Echter, de mate van acceptatie van frequentie van gedrag is verschillend per individu. Bijvoorbeeld seksuele activiteit; waar de één twee keer per week te weinig vindt, vindt de ander één keer per maand genoeg. Verschil tussen partners binnen een relatie op deze acceptatie kan tot ontevredenheid lijden. Binnen relatietherapie is het daarom ook van belang de mate van acceptatie van de frequentie in acht te nemen (Doss & Christensen, 2006).
Gezien het belang van zowel frequentie van positief en negatief partnergedrag, als mate van acceptatie van deze frequentie van partnergedrag binnen relatietherapie is het voor onderzoek en klinisch gebruik belangrijk dat er een instrument is om de frequentie van het partnergedrag en de acceptatie hiervan te meten. In het Engels bestaat er een vragenlijst hiervoor, namelijk de Frequentie
& Acceptation of Partner Behavior Inventory (FAPBI; Doss & Christensen, 2006). In een onderzoek
naar de psychometrische kwaliteit van de FAPBI lieten zij 13.850 personen een schatting maken van de frequentie van het partnergedrag. Dit gebeurde op elf positieve categorieën, zoals: vertrouwen, en negen negatieve categorieën, zoals: kritiek. Na deze schatting werd gevraagd om te beoordelen
hoe acceptabel deze frequentie was. Na factoranalyse werden de volgende vier factoren gevonden: verbale en lichamelijke intimiteit (Factor: Affect), sociale activiteiten en toewijding (Factor:
Closeness), verbale conflicten (Factor: Demand) en het gebrek aan respect (Factor: Violation). Deze
vormen de vier subschalen van de FAPBI.
In Nederland bestaat er nog geen instrument om de frequentie en mate van acceptatie van het partnergedrag te meten. Aangezien de FAPBI conceptueel en empirisch op dit gebied een
veelbelovend instrument lijkt, zou het een grote toevoeging zijn om een soortgelijke vragenlijst in het Nederlands te hebben voor onderzoek en klinisch gebruik. Daarom is er een Nederlandse vertaling gemaakt van de FAPBI en wordt deze in deze studie empirisch onderzocht.
In dit onderzoek wordt gekeken of eenzelfde factorstructuur te ontdekken is als in de Engelse versie. In studie één wordt er eerst gekeken of de twee factoren positief en negatief partnergedrag gevonden kan worden. Vervolgens wordt er gekeken of dezelfde vier subschalen gevonden kunnen worden als in het onderzoek van Doss en Christensen (2006). Omdat er tijdens de vertaling zo dicht mogelijk bij het originele concept van de items is gebleven, wordt verwacht dezelfde twee
hoofdschalen en vier subschalen te vinden. Dit wordt getoetst door middel van een confirmatoire factor analyse.
Ook word de samenhang tussen de schalen frequentie en acceptatie onderzocht.
Aannemelijk is dat wanneer positief gedrag meer voorkomt dit acceptabeler is. Omgekeerd geldt voor negatief gedrag; hoe minder dit voorkomt hoe acceptabeler dit waarschijnlijk is. Verwacht wordt dat er om deze reden een positieve correlatie gevonden wordt tussen de frequentie van positief partnergedrag en de acceptatie hiervan en een negatieve correlatie tussen frequentie van negatief partnergedrag en de acceptatie ervan .
Als laatste wordt er gekeken naar het verschil in gemiddelde van de scores op frequentie en acceptatie van het partnergedrag tussen mannen en vrouwen op de gevonden factoren. Waar verwacht wordt dat mannen aangeven dat hun partner meer positief en negatief gedrag laat zien. Gebaseerd op de bevindingen van Doss (2006)waar vrouwen vooral meer gedrag uit de Affect en
Demand schaal lieten zien. Ook wordt ook verwacht dat mannen meer acceptatie rapporteren van
negatief partnergedrag, gezien dat het vaak de vrouw is die in relatietherapie wil en de man meesleept.
Methode Deelnemers
Voor dit onderzoek werd de Nederlandse vertaling van FAPBI in drie verschillende steekproeven afgenomen. De eerste groep bestond uit 20 eerstejaarsstudenten die verplicht meededen aan een testweek van de opleiding psychologie. Voor het invullen van de vragenlijst werden alleen de studenten geselecteerd die een relatie hadden. Deze groep werd gekozen omdat het een effectieve manier leek om een groep deelnemers anoniem te testen.
De tweede groep werd getest door middel van een online vragenlijst waarvoor studenten van de Universiteit van Amsterdam een halve colloquium punt mee konden verdienen. Deze vragenlijst stond op de LAB site van de Universiteit van Amsterdam en deze werd gepromoot via Facebook. Hierbij was ook een selectiecriterium dat de deelnemer een relatie had. Dit leverde 202 deelnemers op.
De derde groep bestond uit totaal 88 stellen (totaal 176 deelnemers) die door de vier bachelorthese onderzoekers zijn benaderd. Beide deelnemers uit het stel hebben afzonderlijk van elkaar de vragenlijst anoniem ingevuld om sociaal wenselijke antwoorden te voorkomen. De
vragenlijst is of schriftelijk of online afgenomen waarbij de uitkomsten per paar aan elkaar gekoppeld konden worden. Hierbij was ook het selectiecriterium dat de deelnemer een relatie had. Deze groep werd toegevoegd om ook data van niet-studenten te verzamelen zodat de uitkomst beter
generaliseerbaar is naar de gehele Nederlandse populatie. Studenten zijn over het algemeen jonger en hebben minder langdurige relaties die naar verwachting ook andere problemen met zich
Bij de laatste groep moet opgemerkt worden dat niet alle deelnemers onafhankelijk van elkaar zijn. Mensen in een relatie komen niet alleen grotendeels overeen in gebieden als: leeftijd opleidingsniveau en interesses, ook delen zij dezelfde relatieproblemen. Dit kan er voor zorgen dat er een nesting is in de metingen. Er is in dit onderzoek toch gekozen om hier niet voor te corrigeren om als eerste een algemene indruk te krijgen van de paren groep. Ten tweede is dit niet gedaan om een onoverzichtelijke resultatensectie te voorkomen.
In totaal zijn negen deelnemers uit de dataset verwijderd in verband met opvallende hoge scores van meer dan drie standaard deviaties boven het gemiddelde op de frequentie van
partnergedrag schaal.
Meetinstrumenten
De FAPBI is ontwikkeld om de frequentie en de acceptatie van het partnergedrag te meten. In deze vragenlijst worden twaalf positieve en tien negatieve partnergedragingen uitgevraagd. Op elk punt wordt eerst gevraagd om de frequentie van het gedrag in te vullen per dag, per week of per maand. Daarna wordt er gevraagd hoe acceptabel men deze frequentie van dit gedrag vindt op een Likert schaal van 0 (geheel niet acceptabel) tot 9 (geheel acceptabel). Aan het einde wordt gevraagd om een top vijf op te geven van welke van de 22 partnergedragingen de deelnemer het meest bezighoudt.
Om de FAPBI in een Nederlandse populatie te kunnen gebruiken, moest hij eerst naar het Nederlands vertaald worden. Eerst is er door drie bachelorstudenten individueel een vertaling gemaakt. Samen zijn zij tot een consensus gekomen welke gecontroleerd en waar nodig nog aangepast is door de ervaren projectbegeleider. Vervolgens is de vertaalde vragenlijst opgestuurd naar een onafhankelijke gediplomeerde vertaler om deze terug te laten vertalen naar het Engels. Dit om ervoor te controleren dat de vertaling dicht bij de oorspronkelijke lijst bleef. Vanuit deze
Statische Analyses
Er werd een confirmatoire factor analyse uitgevoerd, namelijk de Multiple Group
Methode(MGM) (Guttman, 1952; Hendriks & Liers, 1999), om de factorstructuur van de
acceptatieschalen van de FAPBI te onderzoeken. De schalen worden ingedeeld volgens de
theoretisch verwachte twee en vier factoren (Affect, Closeness, Demand en Violation) uit de Engelse versie (Doss & Christensen, 2006). Het bij elkaar op tellen van de scores op de items die bij één schaal horen creëert een somscore op een subschaal. Vervolgens wordt de correlatie van het item berekend met elke subschaal. Om een correlatie van een item met zichzelf in zijn eigen subschaal te voorkomen wordt hier niet de correlatie maar de item-rest correlatie berekend. Wanneer het item de hoogste correlatie heeft met zijn eigen schaal in vergelijking met de andere schalen, dan gedraagt het item zich in lijn met de verwachting. Wanneer er een hogere correlatie wordt gevonden met een andere subschaal, dan moet het item opnieuw worden ingedeeld. Uiteindelijk worden de Cronbach’s alpha’s van de schalen berekend en vergeleken tussen de twee groepen.
Ook wordt er gekeken naar de correlatie tussen de schalen frequentie en acceptatie van het partnergedrag. Pearson’s correlaties werd en berekend voor het twee factoren en het vier factoren model. Wanneer er een positieve correlatie wordt gevonden betekent dit dat wanneer de frequentie omhoog gaat de acceptatie van het gedrag ook zal stijgen. Bij een negatieve correlatie daalt de acceptatie van het gedrag wanneer de frequentie ervan stijgt.
Om de verschillen tussen mannen en vrouwen te analyseren op de frequentie en acceptatie van het partnergedrag wordt per schaal eerst het gemiddelde van beide groepenberekend. Dit gemiddelde wordt dan per schaal tussen de twee groepen vergeleken door middel van een
Resultaten
In tabel 1 zijn de sociaal demografische kenmerken en studievariabelen te zien van de UvA testweek (n=20) en de Lab steekproef (n=202). Deze twee steekproeven vertonen grote
overeenkomsent op sociaal demografische kenmerken en zijn daarom samengevoegd tot één groep (Studenten). In tabel 2 staan de sociaal demografische kenmerken sociaal en gemiddelden op studievariabelen van de Studenten en paren steekproeven.
Tabel 3a en tabel 3b tonen de correlatie coëfficiënten tussen de items en de schalen Acceptatie van positief en negatief partnergedrag. Tabel 3a laat zien dat de positieve items sterker correleren met de positieve schaal dan met de negatieve schaal, behalve item 3 (huishoudelijke taken) voor beide steekproeven en item 4 (zorg voor kinderen) in de studenten groep. Wel moet opgemerkt worden dat voor item 4 (zorgen voor kinderen) bij de studenten maar drie personen deze hebben ingevuld. In tabel 3b correleren de negatieve items sterker met de negatieve schaal. Alleen items 13 (kritiek) en 21 (verslavingen) correleren even sterk op beide schalen. Verder zijn de item-rest correlaties tussen de twee groepen voor de meeste items overeenkomend behalve scoren studenten een hogere correlatie op item 5 (vertrouwen), 7 (steunen bij problemen) en 8 (sociale activiteiten) en lager op item 4 (zorg voor kinderen) en 10 (problemen oplossen) van de positieve items vergeleken met de paren. Bij de negatieve items is er een hogere correlatie op Acceptatie van het partnergedrag voor studenten op item 5 en een lagere item-rest correlatie voor item 13 (kritiek), 14 (oneerlijk) en 21 (verslavingen) de Acceptatie.
Tabel 4a, 4b, 4c en 4d tonen de correlatie coëfficiënten tussen de items en de subschalen
Affect, Closeness, Demand en Violation. In tabel 4a correleren de items 2 (verbale genegenheid) en 6
(seks) van de subschaal Affect even hoog met de eigen schaal als met Closeness voor zowel de studenten als voor de paren.
In tabel 4b (Closeness) correleert Item 3 (huishoudelijke taken) en item 4 (zorg voor
kinderen) net zo sterk met de negatieve items Demand en Violation, met uitzondering van de schaal
de studenten en 5, 7,8, 10 (problemen oplossen) en 11 (financiele verantwordelijkheid) voor de paren correleren even sterk met de schaal Affect als met de eigen schaal Closeness. Item 8 van de paren correleert ook met de negatieve schaal Demand.
In tabel 4c (Demand) correleert item 13 (kritiek) met de schaal Closeness, Demand en
Violation voor beide groepen. Voor de paren correleert item 13 hoger het hoogste op de positieve
schaal Closeness. Item 17 correleert even sterk met Demand als met Violatio voor studenten en paren. Opvallend is dat item 15 (ongepast flirten) sterker correleert met de schaal Violation dan op zijn eigen schaal Demand.
In tabel 4d staan de item-rest corelaties voor Violation. Voor de studenten correleren de items 15 (ongepast flirten), 18 (lichamelijk agressief) en 20 (inbreuk op privacy) gelijk op Demand en
Violation voor beide groepen. De items 14 (oneerlijk), 16 (afspraken niet nakomen) en 21
(verslavingen) hebben een sterkere correleren met op de schaal Demand dan met de eigen schaal
Violation voor studenten en voor paren. Voor de paren groep tonen item 14 en 16 een gelijke
correlatie met de schaal Closeness als met Violation zelf en correleren hoger met de schaal Demand. Item 20 (inbreuk op privacy) scoort bij de paren hoger voor Demand dan voor de schaal Violation. Opmerkelijk aan item 21 is dat hij hoger scoort op elke andere schaal dan op Violation zelf.
Tabel 1: sociaal demografische kenmerken en studievariabele demografische gegevens Testweek N=20 LAB N= 202 M SD α M SD α t(df)/ I /p Leeftijd 22.2 7.5 20.5 2.0 2.4(220)/ 95% CI [0.32, 3.01]/ .016 Relatieduur in jaren 1.9 2.3 1.8 1.5 .034(19.5)/ 95% CI [-1.15, 1.19]/ .973 Opleiding: Laag 0 2 χ2(2, 222) = 2.66, p = .264 Middelbaar 20 179 Hoog 0 21 Geslacht Man 5 36 χ2(1, 222) = 0.62, p = .43 Vrouw 15 166 Burgelijke staat: Daten, apart Wonen - 182 20 0 Samenwonend Gehuwd -
Freq. Schaal Positief 483.9 326.5 .563 299.2 221.9 .471 2.47(20.8)/ 95% CI [29.3, 340.0]/ .022
Freq. Schaal Negatief 13.6 19.1 .027 20.4 47.8 .011 -1.21(48.5)/ 95% CI [-17.5, 4.4]/ .232
Freq. Schaal Affective 286.4 231.8 .589 179.5 149.8 .471 2.87(219)/ 95% CI [33.6, 180.2]/ .004
Freq. Schaal Closeness 109.1 112.2 .836 75.0 70 .252 1.95(219)/ 95% CI [-.35, 68.6]/ .052 Freq. Schaal Demand 4.9 7.1 .785 4.5 6.8 .534 .25(22.6)/ 95% CI [-3.0, 3.9]/ .779 Freq. Schaal Violation 7.4 15.6 -.045 13.7 41.4 -.021 -1.39(52.9)/ 95% CI [-15.5, 2.8]/ .171 Acc. Schaal Positief 100.1 14.2 .910 100.0 9.5 .770 .02(20.8)/ 95% CI [-6.68, 6.80]/ .985
Acc. Schaal Negatief 90.9 7.4 .444 82.4 17.2 .836 2.2(220)/ 95% CI [.89, 16.22]/ .029
Acc. Schaal Affective 26.0 5.0 .909 26.5 3.4 .657 -.49(20.87)/ 95% CI [-2.93, 1.82]/ .632 Acc. Schaal Closeness 74.2 10.2 .869 73.5 7.2 .682 .26(20.91)/ 95% CI [-4.24, 5.47]/ .795 Acc. Schaal Demand 25.5 4.1 .466 23.6 5.9 .678 1.85(27.40)/ 95% CI [-2.04, 3.96]/ .075 Acc. Schaal Violation 56.4 3.8 -.045 50.5 10.7 .757 2.41(220)/ 95% CI [1.06, 10.57]/ .017
Tabel 2: sociaal demografische kenmerken sociaal en gemiddelden op studievariabelen demografische gegevens Studenten N=222 Paren N=175 M SD α M SD α t(df)/ I /p Leeftijd 20.6 3.0 33.6 13.1 -14.39(396)/ 95% CI [-14.79, -11.23]/ <.001 Relatieduur in jaren 1.8 1.6 8.3 10.1 -9.37(395)/ 95% CI [-7.84, -5.12]/ <.001 Opleiding: Laag 2 15 χ2(2, 398) = 133.2, p <.001 Midden Hoog 198 22 102 59 Geslacht Man Vrouw 181 41 82 94 χ2(1, 398) = 36.36, p >.001 Burgelijke staat:
Daten, apart wonend Samenwonend Gehuwd - - - 48 85 43
Freq. Schaal Positief 316.0 238.3 .563 394.2 259.7 .626 20.08(174)/ 95% CI [355.45, 432.95]/ <.001
Freq. Schaal Negatief 19.8 46.0 .010 36.2 72.0 .088 .61(172)/ 95% CI [25.39, 47.00]/ <.001
Freq. Schaal Affective 189.2 161.2 .503 212.2 181.7 .437 17.44(220)/ 95% CI [167.80, 210.54]/ <.001
Freq. Schaal Closeness 78.01 75.1 .306 153.4 150.6 .389 15.46(220)/ 95% CI [ 68.11, 88.01]/ <.001
Freq. Schaal Demand 4.5 6.8 .558 10.0 18.7 .474 9.83(220)/ 95% CI [3.60, 5.40]/ <.001
Freq. Schaal Violation 13.2 39.8 -.017 21.9 59.2 .025 4.90(219)/ 95% CI [7.87, 18.46]/ <.001
Acc. Schaal Positief 100.0 10.0 .793 97.9 10.9 .803 1.97(359.8)/ 95% CI [.01, 4.20]/ <.049
Acc. Schaal Negatief 83.2 16.7 .832 89.1 13.1 .833 -4.19(396)/ 95% CI [-9.48, -3.43]/ <.001
Acc. Schaal Affective 26.5 3.6 .698 25.5 4.2 .651 2.32(396)/ 95% CI [.14, 1.69]/ .021
Acc. Schaal Closeness 73.6 7.4 .710 72.4 7.9 .734 1.52(396)/ 95% CI [-.34, 2.72]/ .128 Acc. Schaal Demand 23.8 5.8 .670 24.9 5.1 .689 -2.05(396)/ 95% CI [-2.23, -.05]/ .041
Tabel 3a:
(Item-rest) correlaties van Acceptatie van frequentie positief partnergedrag items.
Studenten (n=222) Paren (n=175) item Positief (item-rest) Negatief Positief (item-rest) Negatief
1 0,53 0,15 0,57 0,19 2 0,59 0,25 0,59 0,35 3 0,16 0,19 0,32 0,38 4 0,12 0,17 0,38 0,28 5 0,61 0,18 0,52 0,23 6 0,47 0,14 0,46 0,23 7 0,65 0,28 0,56 0,37 8 0,61 0,21 0,55 0,40 9 0,43 0,30 0,38 0,29 10 0,52 0,25 0,62 0,29 11 0,29 0,02 0,29 0,15 Tabel 3b:
(Item-rest) correlaties van Acceptatie van frequentie van negatief patnergedrag items.
Studenten (n=222) Paren (n=175) item Positief Negatief (item-rest) Positief Negatief (item-rest)
13 0,30 0,41 0,50 0,50 14 0,22 0,58 0,37 0,70 15 0,20 0,58 0,22 0,57 16 0,38 0,58 0,31 0,59 17 0,21 0,69 0,35 0,64 18 0,22 0,64 0,08 0,43 19 0,27 0,60 0,42 0,57 20 0,23 0,63 0,18 0,59 21 0,03 0,17 0,34 0,33
Tabel 4a: (Item-rest) correlaties van Acceptatie van frequentie van partnergedrag bij Affect items.
Studenten (n=222) Paren (n=175)
item
Affect
(item-rest) Closeness Demand Violation Affect(item-rest) Closeness Demand Violation
1 .63 .44 .18 .11 .63 .48 .29 .09
2 .52 .54 .23 .23 .49 .54 .36 .30
Wanneer de twee groepen studenten en paren worden vergeleken op de correlatie van de acceptatie van de frequentie voor de vier subschalen, dan komen zij erg overeen. Op de meeste items laten zij een even sterke correlatie zien. De verschillen werden gevonden bij de items 17 (verbaal agressief), 18 (lichamelijk agressief) en 20 (inbreuk op privacy) waar de studenten een Tabel 4b: (Item-rest) correlaties van Acceptatie van frequentie van partnergedrag bij Closeness items.
Studenten (n=222) Paren (n=175)
item Affect Closeness (item-rest) Demand Violation Affect Closeness (item-rest) Demand Violation
3 .04 .19 .19 .18 .21 .35 .39 .33 4 .00 .16 .14 .17 .26 .37 .34 .20 5 .53 .53 .16 .17 .44 .49 .18 .24 7 .55 .59 .26 .26 .46 .53 .36 .33 8 .50 .56 .17 .22 .49 .49 .46 .30 9 .34 .41 .24 .30 .24 .40 .30 .24 10 .35 .51 .26 .22 .53 .57 .32 .23 11 .21 .30 .04 .01 .24 .28 .15 .13 Tabel 4c: (Item-rest) correlaties van Acceptatie van frequentie van partnergedrag bij Demand items.
Studenten (n=222) Paren (n=175)
item Affect Closeness Demand (item-rest) Violation Affect Closeness Demand (item-rest) Violation
13 .20 .30 .36 .39 .26 .55 .48 .45
17 .17 .20 .58 .66 .22 .33 .51 .61
19 .21 .26 .52 .57 .41 .36 .53 .52
Tabel 4d: (Item-rest) correlaties van Acceptatie van frequentie van partnergedrag bij Violation items.
Studenten (n=222) Paren (n=175)
item Affect Closeness Demand Violation (item-rest) Affect Closeness Demand Violation (item-rest)
14 .12 .24 .48 .31 .19 .41 .51 .39 15 .14 .20 .47 .51 .12 .23 .39 .53 16 .20 .41 .50 .43 .15 .35 .54 .38 18 .15 .22 .61 .57 .11 .06 .33 .44 20 .15 .23 .55 .60 .11 .19 .57 .50 21 -.02 .05 .21 .13 .21 .37 .35 .16
hogere item-rest correlatie hadden dan de paren. De paren scoorden weer hoger op 3 (huishoudelijke taken), 4 (zorg voor kinderen), 13 (kritiek) en 14 (oneerlijk).
De Cronbach’s alfa’s zijn voor de Positieve en Negatieve schaal voor studenten: .79 en .83. En voor de paren: .80 en .83. Voor de subschalen Affect, Closeness, Demand en Violation zijn de
Cronbach’s alphas voor studenten: .70, .71, .67 en .75. Voor de paren zijn de alphas: .65, .73, .69 en .76.
In tabel 5 staan de correlaties tussen de acceptatieschaal en de frequentieschaal per factor. Kijkend naar de hoofdschalen dan vinden beide groepen een significant effect voor beide schalen. Bij de positieve items correleert de acceptatieschaal positief met de frequentieschaal. Dat wil zeggen dat over het algemeen wanneer de frequentie van het gedrag omhoog gaat dan gaat de acceptatie ook omhoog gaat. Bij de negatieve schaal wordt een negatieve correlatie gevonden. Dit effect is dus omgekeerd.
Tabel 5:
Correlatie frequentie en acceptatie per schaal. Studenten
N=222
Schaal Frequentie Acceptatie
M SD M SD Correlatie Acceptatie en Frequentie p . Positief 315.96 238.33 100.05 10.04 .294 <.001 Negatief 19.84 45.95 83.15 16.74 -0.160 .018 Paren N=176
Schaal Frequentie Acceptatie
M SD M SD Correlatie Acceptatie en Frequentie p. Positief 394.20 259.72 97.94 10.94 .192 .011 Negatief 36.20 71.98 89.61 13.12 -0.368 <.001
In Tabel 6 staan de toetsresultaten ten aanzien van somscores de schalen Acceptatie en Frequentie van positief en negatief partgedrag voor geslacht. Er werden geen significante verschillen gevonden op de schalen tussen manen en vrouwen.
Tabel 6:
Verschillen in Acceptatie en in Frequentie voor geslacht per schaal.
Studenten n=222
Schaal Man Vrouw
M SD M SD t(df)/ I /p Acceptatie Positief 100.49 10.35 99.94 10.00 .305(58.1)/ 95% CI [-3.02, 4.10]/ .761 Acceptatie Negatief 85.21 14.79 82.67 17.15 1.00(66.7)/ 95% CI [-2.62, 7.91]/ .320 Frequentie Positief 319.81 239.60 315.08 238.70 .11(59.5)/ 95% CI [-78.16, 87.63]/ .909 Frequentie Negatief 13.03 15.72 21.40 50.29 -1.05(218)/ 95% CI [-24.05, 7.31]/ .294 Paren n=175
Schaal Frequentie Acceptatie
M SD M SD t(df)/ I /p
Acceptatie Positief 98.94 10.14 97.07 11.58 1.14(174.0)/ 95% CI [-1.366, 5.095]/ .256 Acceptatie Negatief 91.15 11.47 88.27 14.33 1.48(172.75)/ 95% CI [-.961, 67.22]/ .141 Frequentie Positief 407.98 270.77 382.31 250.67 .65(164.6)/ 95% CI [-52.66, 104.00]/ .518 Frequentie Negatief 43.00 85.42 30.24 57.84 1.15(171)/ 95% CI [-8.99, 34.30]/ .250
Tabel 7a: Correlatie matrix van de vier factoren van de acceptatie van het partnergedrag voor studenten. Affect Closeness Demand Violation
Affect 1 .587** .248** .187**
Closeness .587** 1 .324** .339**
Demand .248** .324** 1 .700**
Violation .187** .339** .700** 1 * p < .05, ** p < .01
Tabel 7b: Correlatie matrix van de vier factoren van de acceptatie van het partnergedrag voor paren. Affect Closeness Demand Violation
Affect 1 .599** .407** .222**
Closeness .599** 1 .530** .421**
Demand .407** .530** 1 .667**
Violation .222** .421** .667** 1 * p < .05, ** p < .01
Discussie
Naar aanleiding van het onderzoek van Doss en Christensen(2006) naar de interne structuurvan de FAPBI is in dit stuk een Nederlandse vertaling van de FAPBI onderzocht of een vergelijkbare factorstructuur te vinden was. Na het uitvoeren van een MGM confirmatory factor
analyse over de verzamelde data kan gesteld worden dat de twee factoren acceptatie van positief en
negatief partnergedrag wel gevonden zijn. De vier factoren Affect, Closeness, Demand en Violation worden echter niet teruggevonden in de Nederlandse vertaling.
De factorstructuur positief en negatief kan vastgesteld worden voor beide groepen, alleen is er wel een aantal items dat vergelijkbaar laadt op beide factoren. Item 3, huishoudelijke taken, correleert voor beide groepen sterker met de negatieve factor dan met de positieve factor. Mogelijk kan dit verklaard worden doordat voor veel mensen het huishouden als een plicht voelt en een vaker terugkomende strijd is wie de afwas nu moet doen. Dit kan zorgen voor een negatieve gevoel
waardoor het item toch bij de negatieve schaal hoort. Bij de negatieve schaal tonen item 13 (kritiek) en item 21 (Verslavingen) een even sterke correlatie met de twee factoren. Dit kan te maken hebben met de frequentie van het gedrag. Bij de andere negatieve items zie je zeer vaak een frequentie van 0. Het is begrijpelijk dat dit acceptabel is. Bij item 13 en 21 is er veel meer spreiding in de frequentie, wat ook voor een gevarieerdere reactie op de acceptatie schaal zorgt. Deze vorm van spreiding lijkt meer op de mate van response van de positieve schaal wat de correlatie kan verklaren.
De factorstructuur met vier factoren is niet gevonden in de Nederlandse versie. Bij de meeste items is binnen de vier factoren aardig te zien of ze bij de negatieve of de positieve schaal horen, maar binnen de twee hoofdschalen correleren de twee positieve en twee negatieve factoren erg met elkaar. Hieraan is te zien dat de schalen niet los van elkaar staan. Vier van de zes Violation items scoren zelfs opvallend hoger op de factor Demand dan op de eigen factor. Zo is dit ook te zien in correlatiematrix tabel 7a en 7b. De positieve en negatieve factoren correleren sterk met elkaar op de acceptatie van partnergedrag. Ook correleren Closeness en Demand erg hoog op de acceptatie van het partnergedrag in de paren groep
Bij de schaal Closeness is een vergelijkbare correlatie te zien van items 3 en 4 met closeness als de negatieve schalen. Opvallend is dat alleen bij de paren een even sterke correlatie van item 8, sociale activiteiten, met Demand wordt gevonden als Closeness. Op frequentie en op acceptatie verschillen de twee groepen niet van elkaar. Een verklaring zou gevonden kunnen tussen mannen en vrouwen uit de paren groep. Vrouwen uit de paren groep rapporteren een significante en duidelijk lagere frequentie van sociale activiteiten en ook een significant lagere acceptatie van deze
frequentie. Deze ontevredenheid zorgt mogelijk voor een grotere overeenkomst met de schaal
Demand doordat het kan zorgen voor verbale conflicten. Dit effect is niet gevonden bij de studenten.
Deze groep is jonger, hebben minder lang een relatie en het grootste deel woont niet samen wat kan zorgen dat ze onafhankelijker levens hebben waardoor er mogelijk meer begrip is voor de huidige frequentie en minder conflicten ontstaan.
Bij item 13 (kritiek) van de schaal Demand is ook een overlap te vinden met een positieve schaal, Closeness. In Closeness bevindt zich een aantal items die activiteiten bevatten waarbij makkelijk kritiek op elkaar geuit kan worden. Bijvoorbeeld huishoudelijke taken, sociale activiteiten of financiële verantwoordelijkheid. Wanneer de frequentie van deze huishoudelijke taken acceptabel is zal er mogelijk minder kritiek geuit worden. Dit zorgt ook voor een hogere acceptatie op item 13, wat een correlatie geeft met de schaal Closeness.
De items 14 (oneerlijk zijn), 16 (afspraken niet nakomen) en 21 (verslavingen) van de schaal
Violations correleren alleen bij de paren groep met positieve subschalen. Bij de schaal Closeness
zitten een aantal items waar nalatigheid of oneerlijkheid een rol kunnen spelen. Dit kan zorgen voor een correlatie. Bijvoorbeeld wanneer de partner niet meehelpt met de financiële
verantwoordelijkheden (item 11), dan daalt de gerapporteerde frequentie op dit item maar waarschijnlijk stijgt de aangegeven frequentie van afspraken niet nakomen(item 16). Doordat de frequentie van het positieve item 11 daalt, daalt ook de gerapporteerde acceptatie op dit item. Bij het negatieve item 16 zorgt de stijging van de frequentie echter voor een daling van de acceptatie. En vice versa. Opvallend is dat deze correlatie alleen gevonden is voor de paren en het verschil in de
gerapporteerde acceptatie van deze items. Op item 14 en 16 scoren de paren significant hoger op acceptatie van de frequentie (zeker 1,5 punt) vergeleken met studenten, wat aangeeft dat ze deze gebieden van de partner meer tolereren, mogelijk doordat ze door de langere relatie geaccepteerd hebben dat dit niet veranderd. Een andere verklaring is dat deze correlatie mogelijk ontstaat door de samenhang van de items met Closeness items als huishoudelijk werk (item 3), zorg voor kinderen (item 4) en financiele verantwoordleijkheden (item 11). Deze drie gebieden spelen nog heel weinig bij studenten waardoor de correlatie niet gevonden wordt.
Er is teveel overlap tussen de correlaties van items met de vier verschillende factoren. Items correleren teveel of zelfs meer met factor buiten de eigen schaal. Dit resulteert in een zwakke factorstructuur. Dit wijst in de richting van dat er voor de Nederlandse versie een andere
factorstructuur moet komen dan de Engelse versie. Voor een vervolgonderzoek is het verstandig om eerst een exploratieve factoranalyse uit te voeren om een andere meer passende factorstructuur te vinden.
Er werd een samenhang verwacht tussen de schalen frequentie en acceptatie voor zowel de positieve als de negatieve factor. Er is een positieve correlatie gevonden tussen de schalen
frequentie en acceptatie van positief partnergedrag. Bij de negatieve schalen is deze correlatie, maar dan negatief. Ook bij de vier factoren, behalve bij Closeness bij studenten en Violation bij paren, zijn deze correlaties gevonden. Wel is er sprake van lage correlaties. Dit heeft waarschijnlijk te maken met de correlatie van de afzonderlijke items met de andere schalen. De factoren zijn niet
onafhankelijk van elkaar. Wanneer de items van positieve factoren raakvlakken hebben met negatieve factoren zorgt dit ook voor een beïnvloeding van de acceptatie.
Er is geen verschil voor geslacht gevonden voor de somscores van de twee hoofdfactoren op frequentie van het partnergedrag en op de acceptatie van de frequentie van dit gedrag. De
verwachting dat mannen meer positief en negatief partnergedrag en ook een hogere acceptatie van negatief gedrag rapporteerden is niet gevonden. Het is mogelijk dat dit verschil wel bestaat in de populatie, maar dat de genomen steekproef hier van afwijkt. Dit brengt ons bij het volgende en het grotere probleem.
De vragenlijst FAPBI is voornamelijk bedoeld om af te nemen tijdens relatietherapie. Voor de generalisatie is het dus van belang dat de steekproef waarop de conclusies worden gebaseerd overeenkomen met mensen die in relatietherapie gaan. De twee gebruikte steekproeven zijn jong 20,6 jaar (studenten), en 33.6 jaar bij paren waarvan meer dan de helft onder de 30. Daarnaast is de gemiddelde relatie duur aan de lage kant wanneer je dit zou vergelijken met personen in
relatietherapie. Wat ook mee speelt is de drempel om te stoppen met de relatie vaak lager voor niet samenwonende studenten zonder kinderen, er is minder tijd en moeite in de relatie geïnvesteerd en de relatie is minder complex. Dit zorgt ervoor dat deze groep niet snel in relatietherapie zullen gaan. Samen kan dit veel invloed hebben op de problemen die spelen binnen de relatie. Een persoon van begin 20 die nog niet lang in een relatie zitten staat waarschijnlijk heel anders in de relatie dan iemand met de dubbele leeftijd en met een lange relatie. Dit alles geeft een vertekenend beeld op de frequentie en de acceptatie voor de verschillende partnergedragingen.
In de methodesectie is aangegeven dat er gekozen is om niet voor de schending van de onafhankelijkheid van de paren te corrigeren om de resultatensectie overzichtelijk te houden. Dit heef echter wel invloed op de bruikbaarheid van de analyses. De power van deze analyses zou anders lager uitgekomen zijn. In een vervolg onderzoek zou dit voorkomen kunnen worden door een aparte analyse uit te voeren voor mannen en voor vrouwen.
Er is in de verzamelde steekproef ook een duidelijke verschil te zien in opleidingsniveau wanneer je het vergelijkt met de maatschappij. Niet alleen de studenten volgden grotendeels een universitaire studie. Ook de deelnemers, verzameld uit de omgeving van de vier bachelorstudenten, zijn vaak hoger opgeleid dan een gemiddeld persoon in de maatschappij. Dit kan de uitkomst op meer manieren beïnvloeden. Mogelijk lopen hoger opgeleiden tegen andere problemen op binnen een relatie. Een voorbeeld hiervan is dat hoger opgeleiden een beter betaalde baan hebben wat zorgt voor minder financiële stress. Ook kijken zij anders tegen problemen aan of lossen zij de problemen anders op. Al deze opties kunnen zowel de rapportage van de frequentie van partnergedrag beïnvloeden als de acceptatie hiervan.
Problemen met de leeftijd en relatie duur en met opleidingsniveau hebben te maken met de manier waarop de data is verzameld. Dit kan voorkomen worden door een steekproef te trekken uit een grotere groep mensen waardoor de demografische kenmerken beter gespreid zijn en meer een representatie zijn van de maatschappij. Daarnaast is het van belang om ook data te verzamelen van stellen die relatietherapie bezoeken. Dit is de groep waarvoor het grootse deel de FAPBI gebruikt zal worden. Dit zorgt voor een directe representatie van de beoogde groep. Dit geeft de mogelijkheid om stellen met een gezondere relatie te vergelijken met stellen met relatieproblemen. Op deze manier kan je vinden op welke relatie gebieden van de FAPBI de stellen in relatietherapie verschillen met de gezonde stellen. Deze gebieden kunnen vervolgens een richtlijn zijn voor de therapie
Literatuurlijst
Bradbury, T. N., Fincham, F. D., & Beach, S. R. H. (2000). Research on the nature and determinants of marital satisfaction: A decade in review. Journal of Marriage and the Family, 62, 964 –980. Caldwell, B. E., Woolley, S. R., & Caldwell, C. J. (2007). Preliminary Estimates of Cost-Effectiveness for
Marital Therapy. Journal of Marital and Family Therapy, 33, 392-405.
Centraal Bureau voor de Statistiek, Den Haag/Heerlen. (2016). Huwelijksontbindingen; door
echtscheiding en door overlijden. Geraadpleegd op 14 maart 2016, van
http://statline.cbs.nl/StatWeb/publication/?VW=T&DM=SLNL&PA=37425ned&D1=3-9&D2=0,10,20,30,40,50,58-l&HD=120104-1512&HDR=G1&STB=T
Christensen, A., Atkins, D. C., Yi, J., Baucom, D. H., & George, W. H. (2006). Couple and individual adjustment for two years following a randomized clinical trial comparing traditional versus integrative behavioral couple therapy. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 74, 1180 –1191.
Christensen, A., Atkins, D. C., Baucom, B., & Yi, J. (2010) Marital Status and Satisfaction Five Years Following a Randomized Clinical Trial Comparing Tradtional versus Integrativ Behavioral Couple Therapy. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 78, 225-235.
Christensen, A., Atkins, D. C., Berns, S., Wheeler, J., Baucom, D. H., & Simpson, L. E. (2004). Traditional versus integrative behavioral couple therapy for significantly and chronically distressed married couples. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 72, 176 –191.
Christensen, A., Jacobson, N. S., & Babcock, J. C. (1995). Integrative behavioral couple therapy. In N. S. Jacobson & A. S. Gurman , Clinical handbook of marital therapy (2e druk), 31–64.
New York: Guilford Press.
Doss, B. D., & Christensen, A. (2006). Acceptance in Romantic Relationships: The Frequency and Acceptability of Partner Behavior Inventory. Psychological Assessment, 18, 289-302.
Guttman L. (1952)Multiple group methods for common-factor analysis: Their basis, computation and interpretation. Psychometrika, 17, 209-222.
Hendriks, P., Kiers, H. A.L. (1999) Confirmatory factor analysis methods compared: The multiple group
method and maximum likelihood confirmatory factor analysis. Research report. Groningen:
Jacobson, N. S., & Christensen, A. (1996). Integrative couple therapy: Promoting acceptance and
change. New York: W. W. Norton.
Jacobson, N. S., Christensen, A., Prince, S. E., Cordova, J., Eldridge, K., & Kendall, P. C. (2000) Integrative Behavioral Couple Therapy: An Acceptance-Based, Promising New Treatment for Couple Discord. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 68, 351-355.
Lawrence, E., Eldridge, K. A., & Christensen, A. (1998). The Enhancement of Traditional Behavioral Couples Therapy: Consideration of In dividual Factors and Dyadic Development. Clinical
Psychology Review, 18, 745-764.
Lebow, J. L., Chambers, A. L., Christensen, A., & Johnson, S. M. (2012). Research on the Treatment of Couple Distress. Journal of Marital and Family Therapy, 38, 145–168.
Schramm, D. G. (2006). Individual and Social Costs of Divorce in Utah. Journal of Family and Economic
