Paartypes van Hechting als Voorspeller van Relatietevredenheid voor,
tijdens en na de Houd me Vast-Cursus
Annick Postema (10001094) Begeleid door: Henk Jan Conradi Masterthese Klinische Psychologie Universiteit van Amsterdam Januari 2016
Abstract
Er bestaan binnen de psychologie verschillende theorieën over factoren die van invloed kunnen zijn op relatietevredenheid. In dit onderzoek werd nagegaan in hoeverre Gottmans, nog weinig onderzochte, mismatch-theorie (1994; 1999) ondersteund wordt. Hechting van beide partners werd onderzocht als voorspeller van de relatietevredenheid van paren vóór, tijdens en na een interventie (Houd me Vast-Cursus, HmV). Paren (n = 114) werden op basis van hechtingsstijlen ingedeeld in vier paartypes van hechting: veilig (VV), veilig-onveilig (VO), veilig-onveilig-veilig-onveilig-match match) en veilig-onveilig-veilig-onveilig-mismatch (OO-mismatch). Uit de resultaten bleek dat vóór HmV, VV de hoogste relatietevredenheid ervoer en vervolgens VO, die hoger scoorde dan OO-mismatch, maar niet dan OO-match. OO-match en OO-mismatch verschilden niet in relatietevredenheid, wat mogelijk te maken had met een te kleine steekproef. Tijdens en na HmV ervoer VV de hoogste relatietevredenheid,
vervolgens VO en tenslotte OO-match en OO-mismatch, die niet van elkaar verschilden. Op individueel niveau voorspelde onveilige hechting terugval in de eigen relatietevredenheid. Dit suggereert dat deelnemers die bij aanvang onveilig gehecht zijn, en met name als de partner ook onveilig gehecht is, extra aandacht behoeven ter preventie van terugval.
Inhoud Abstract ... 2 Inleiding ... 4 Methode ... 10 Deelnemers. ... 10 Materialen. ... 11 Procedure. ... 13 Statistische analyses. ... 13 Resultaten ... 19 Conclusie en Discussie ... 32 Literatuurlijst ... 40
Inleiding
Ruim één op de drie huwelijken in Nederland eindigt in een scheiding (CBS, 2013). Bij een tweede huwelijk is de kans zelfs 50% dat het opnieuw strandt (CBS, 2001). Bovendien blijkt dat, hoewel relatietherapie voor veel paren een gunstig effect heeft op de
relatietevredenheid, een aanzienlijk aantal echtparen na de therapie weer terugvalt. Na het volgen van de op gedragsverandering gerichte Traditional Behavioral Couple Therapy (TBCT), verbeterde de relatietevredenheid van 59% tot 75% van de paren (Christensen et al., 2004; Byrne, Carr & Clark, 2004; Jacobson, Christensen, Prince, Cordova & Eldridge, 2000), maar op follow-ups van 6 maanden tot 2 jaar viel 20% tot 30% van de mensen die
aanvankelijk verbeterden weer terug (Jacobson & Follette, 1985; Jacobson, Schmaling, Hultzworth-Munroe, 1987; Christensen, Atkins, Yi, Baucom & George, 2006). Voor
Integrative Behavioral Couple Therapy (IBCT), waarbij naast gedragsverandering gefocust
wordt op emotionele acceptatie tussen de partners, ligt het percentage paren bij wie de
relatietevredenheid verbeterde na het volgen van de therapie iets hoger, namelijk 71% tot 80% (Christensen et al., 2004; Jacobson, Christensen, Prince, Cordova & Eldridge, 2000), maar na 2 jaar waren 30% van deze mensen weer teruggevallen (Christensen, Atkins, Yi, Baucom & George, 2006). Uit een meta-analyse (Byrne, Carr & Clark, 2004) over het effect van onder andere Emotionally Focused Therapy (EFT) voor paren, een therapie die gericht is op het creëren van een veilige emotionele band tussen partners door terugkerende disfunctionele interactiepatronen en bijbehorende emotionele reacties opnieuw vorm te geven, bleek dat na het volgen van EFT, 73% van de paren aanvankelijk verbetering ervoer en in totaal 51% geen
relational distress meer ervoer. Na follow-ups van 4 maanden tot 2 jaar bleek echter dat de
relatietevredenheid van 44% van de paren uiteindelijk niet is verbeterd of zelfs verslechterd is ten opzichte van vóór de therapie. Hoewel de meeste paren tijdens de therapie dus progressie maken, kan deze in veel gevallen niet worden vastgehouden.
Bovenstaande scheidings- en terugvalpercentages duiden erop dat sommige mensen wellicht een relationele kwetsbaarheid hebben, waardoor de kans bij hen groter is dat relaties (weer) fout lopen. Het idee dat er sprake kan zijn van relationele kwetsbaarheid wordt
ondersteund door Gottmans mismatch-theorie in het boek What Predicts Divorce? (1994). Gottman beschrijft daarin verschillende paartypes, gebaseerd op conflictstijlen en de ‘kosten en baten’ die hiermee samengaan. Door paren tijdens conflict te observeren, vond Gottman op paarniveau direct meetbare voorspellers van relatietevredenheid. Grofweg worden er twee soorten paartypes onderscheiden: matches, wanneer partners op dezelfde manier met conflicten omgaan, en mismatches, wanneer partners op een verschillende manier met conflicten omgaan. Binnen de match groep zijn volgens Gottman drie paarconflictstijlen te onderscheiden, gebaseerd op de mate van “emotionele expressiviteit” en pogingen tot
wederzijdse beïnvloeding. Bij validating paren discussiëren partners over het algemeen rustig en met respect voor elkaars emoties. Een validating partner laat merken dat de emoties van de ander ertoe doen en dat hij/zij deze begrijpt en accepteert, ongeacht of hij/zij het ermee eens is. Volatile paren hebben een heftige discussiestijl en laten tijdens discussies intense emoties zien, die negatief én positief zijn. Een volatile partner zal eerder de ander van het eigen gelijk willen overtuigen, dan laten merken dat hij/zij de gevoelens van de ander accepteert. Een
volatile partner geeft op die manier eigenlijk aan dat hij/zij de gevoelens van de ander niet
begrijpt. Bij avoiding paren worden conflicten over het algemeen geminimaliseerd. Avoiding paren “agree to disagree” met het idee dat de tijd alle wonden heelt, in plaats van de discussie aan te gaan. De relationele kwetsbaarheid ligt op paarniveau volgens Gottman echter bij
mismatches (Gottman, 1999, p. 95), wanneer partners verschillende conflictstijlen hanteren
(1994, p. 235). Dit verklaart Gottman doordat er bij mismatches gevoelens van verbondenheid en emotioneel begrip zouden ontbreken. Bij mismatches zal één partner (bijvoorbeeld
(bijvoorbeeld volatile of validating), waardoor deze zich emotioneel overspoeld voelt door de ander, die juist wel over zijn/haar gevoelens en gedachtes wil praten, waardoor deze zich niet begrepen voelt en zichzelf moeilijk kan kalmeren. Gottman hypothetiseert dan ook dat
mismatches onstabielere en minder bevredigende relaties hebben dan matches. Gottman stelt
dat elk type match zijn eigen ‘kosten en baten’ heeft en zeer verschillend van elkaar zijn (1994, p. 190-191), maar dat geen enkele paarconflictstijl superieur aan de andere is (Gottman, 1999, p. 88).
Gottmans beschrijvingen van conflictstijlen komen overeen met
emotieregulatiestrategieën, die binnen de hechtingstheorie (Bowlby, 1973) vrijwel gelijkgesteld worden aan hechtingsstrategieën. Hechting is een levenslang proces van het zoeken en behouden van contact met betekenisvolle anderen en wordt gekenmerkt door de behoefte om fysiek en later ook mentaal dichtbij een hechtingsfiguur te zijn en te blijven. Dit geldt voor zowel kinderen in ouder-kind relaties (Bowlby, 1973; Ainsworth, Blehar, Walters & Wall, 1978) als voor volwassenen in liefdesrelaties (Hazan & Shaver, 1987). In het geval van veilige hechting wordt de hechtingsfiguur als veilig, beschermend, steunend en
bekrachtigend beschouwd en kan de zekerheid die aan de hechtingsfiguur ontleend wordt, gebruikt worden als basis voor het opdoen van nieuwe ervaringen door exploratie (Bowlby, 1973; Fraley & Shaver, 2000; Johnson et al., 2005, pp. 13-14). Toegankelijkheid,
responsiviteit en emotionele betrokkenheid van de hechtingsfiguur zijn voor zowel kinderen als volwassenen cruciaal voor het creëren en voeden van een veilige hechtingsstijl
(Ainsworth, Blehar, Waters & Wall, 1978; Hazan & Shaver, 1987).
Bij een onveilige hechtingsstijl is er sprake van vermijding van intimiteit en/of angst voor afwijzing en verlating, wat samenhangt met secundaire hechtings- of
emotieregulatiestrategieën op momenten dat hechtingsbehoeften bedreigd worden
afwijzing en verlating, is hyperactivatie van het hechtingssysteem: aanklampen aan de hechtingsfiguur en, op een niet-functionele manier, met heftige negatieve emoties
aandachttrekken om tenminste een vorm van reactie te krijgen, in de hoop dat de angst voor afwijzing en verlating verlaagd wordt (vergelijkbaar met Gottmans volatile). Vermijding van intimiteit hangt samen met deactivatie van het hechtingssysteem: vermijding van de
hechtingsfiguur door het minimaliseren van conflict en het ontkennen van hechtingsbehoeften om onafhankelijk en zelfredzaam te blijven en zich niet te hoeven openstellen (vergelijkbaar met Gottmans avoiding). Beide hechtingsstrategieën hebben als doel zelfbescherming en komen voort uit de bewuste dan wel onbewuste onderliggende hechtingsangsten: niet goed genoeg denken te zijn in de ogen van de partner, of angst voor afwijzing of verlating. Op basis van de mate van aanwezigheid van deze secundaire hechttingsstrategieën, kunnen vier
hechtingsstijlen onderscheiden worden (Bartholomew & Horowitz, 1991). Ten eerste de veilige hechtingsstijl (vergelijkbaar met Gottmans validating), waarbij er sprake is van de primaire hechtingsstrategie. Het hechtingssysteem wordt bij deze strategie geactiveerd door functioneel aandachttrekken en troost zoeken, in plaats van hyper- of deactivatie. Naast de veilige hechtingsstijl zijn er drie onveilige hechtingsstijlen, waarbij sprake is van één of beide secundaire hechtingsstrategieën: de gepreoccupeerde (hyperactivatie), afwijzend-vermijdende (deactivatie), en angstig-vermijdende (hyper- en deactivatie).
Uit onderzoek (Holman & Jarvis, 2003) naar een steekproef met getrouwde paren (n = 319) en een steekproef met niet-getrouwde (n = 901) paren, bleek inderdaad dat matches, gebaseerd op zelfrapportage van paarconflictstijl zoals beschreven door Gottman, een hogere relatietevredenheid en -stabiliteit ervoeren dan mismatches. Bovendien werd eerst een
clusteranalyse uitgevoerd die de paarconflictstijlen, zoals beschreven door Gottman,
ondersteunde. Verder bleek dat validating paren een hogere relatietevredenheid en -stabiliteit ervoeren dan volatile en avoiding paren. Beide steekproeven lieten vrijwel dezelfde resultaten
zien. In dit onderzoek is conflictstijl echter gemeten door beide partners te laten beoordelen in hoeverre beschrijvingen van de paarconflictstijlen vanuit hun perceptie herkenbaar waren voor de relatie en vervolgens zijn de analyses voor mannen en vrouwen apart uitgevoerd. Er is dus niet gekeken naar individuele conflictstijl en de invloed daarvan op de relatietevredenheid in combinatie met de conflictstijl van de partner. Busby en Holman (2009) hebben dit wel onderzocht, door deelnemers (n = 3.966) te laten beoordelen in hoeverre ze de beschrijvingen van conflictstijlen (zoals gebruikt in het onderzoek van Holman & Jarvis (2003)) bij hun partner vonden passen. De beoordeling van de partner werd gebruikt, omdat dat volgens de onderzoekers een betere voorspeller was van de uitkomstvariabelen dan zelfrapportage. Van de beoordelingen werden combinaties gemaakt (bijvoorbeeld validating match of
volatile/avoiding). Deelnemers waren serieus aan het daten (28%), verloofd (44%) of
getrouwd (28%). De meest voorkomende combinatie was validating match (25.3%), maar
avoiding en volatile matches kwamen juist heel weinig voor, respectievelijk 1.6% en 4.9%.
Uit de resultaten kwam naar voren, na gecontroleerd te hebben voor relatieduur, dat validating
matches het positiefst scoorden op de uitkomstvariabelen relatietevredenheid, stabiliteit van
de relatie en relatieproblemen, vervolgens mismatches met één validating partner en tenslotte
volatile- en avoiding matches, die tegen de verwachting in niet positiever scoorden dan
volatile/avoiding mismatches. Uit beide bovenstaande onderzoeken (Holman & Jarvis, 2003;
Busby & Holman, 2009) komt, in tegenstelling tot Gottmans hypothese (1994; 1999), naar voren dat een validating match het meest functioneel lijkt te zijn voor een relatie. In tegenstelling tot Gottmans theorie, blijkt daarnaast dat mismatches niet per definitie een minder functionele relatie hebben dan matches, maar dat het ervan afhangt van welke match of mismatch er sprake is. Een kanttekening die bij deze onderzoeken geplaatst moet worden, is dat voor het indelen in paarconflictstijlen gebruik is gemaakt van vignetten, beschrijvingen
van de conflictstijlen, waardoor de resultaten mogelijk minder genuanceerd zijn dan wanneer er bijvoorbeeld gebruik was gemaakt van betrouwbare vragenlijsten.
Hoewel Gottman (1994; 1999) dus stelt dat partners met dezelfde emotieregulatie
matches zijn en daarmee samenhangend een hogere relatietevredenheid ervaren dan
mismatches, is het volgens EFT-onderzoeker en -therapeut Johnson van belang dat beide
partners veilig gehecht zijn en dus niet hyper- of deactiveren. Volgens Johnson liggen alle mogelijke combinaties van secundaire hechtingsstrategieën (of emotieregulatiestrategieën) aan de basis van disfunctionele interactiepatronen binnen paren (Johnson, 2008). Daarbij maakt ze geen onderscheid tussen matches en mismatches van hyper- en deactivatie in mate van functionaliteit van de relatie. Het disfunctionele interactiepatroon Demand-Demand, verwijten van beide kanten, is gebaseerd op hyperactivatie van het hechtingssysteem van beide partners. Het meest voorkomende disfunctionele interactiepatroon is Demand-Withdraw (Christensen, Eldridge, Catta-Preta, Lim, Santagata, 2006; Johnson, 2008), waarbij één
partner protesteert en verwijten maakt (hyperactiveert) en de ander zich terugtrekt
(deactiveert). De hyperactiverende partner wil reactie van de ander, maar doordat deze zich aangevallen voelt, trekt deze zich terug en blijft dit patroon zich herhalen en versterken. Tenslotte is er het Withdraw-Withdraw patroon, waarbij de hechtingsband eigenlijk wordt opgegeven: beide partners trekken zich terug, er is sprake van deactivatie en ze wagen
nauwelijks pogingen meer om de band te herstellen. In tegenstelling tot Johnson zou Gottman stellen dat Demand-Demand (vergelijkbaar met volatile) en Withdraw-Withdraw
(vergelijkbaar met avoiding) matches zijn en dus minder disfunctioneel dan Johnson zou verwachten.
In dit onderzoek werd onderzocht in hoeverre paartypes van hechting van invloed zijn op relatietevredenheid vóór, tijdens en na de Houd me Vast-cursus (HmV). HmV is een door Johnson ontwikkeld, op EFT gebaseerd programma voor paren dat ingrijpt op de hechting van
partners om de relatie te verbeteren. Hoewel bekend is dat op individueel niveau onveilige hechting negatief samenhangt met relatietevredenheid (e.g. Mikulincer & Shaver, 2007), is er weinig bekend over de samenhang tussen combinaties van hechtingsstijlen en
relatietevredenheid op paarniveau, laat staan op lange termijn en na een interventie.
Voortvloeiend uit Gottmans mismatch-theorie (1994; 1999) en onderzoek van Holman en Jarvis (2003) en Busby en Holman (2009) werd in het huidige onderzoek verwacht dat paren waarvan beide partners veilig gehecht zijn (VV), de hoogste relatietevredenheid zullen ervaren voorafgaand aan HmV (hypothese 1) en tijdens het beloop (hypothese 2a, 2b en 2c), vervolgens paren waarvan de ene partner veilig en de ander onveilig gehecht is (VO), dan de onveilige paren waarvan beide partners dezelfde onveilige hechtingsstijl hebben (OO-match) en tenslotte de onveilige paren waarvan beide partners een verschillende hechtingsstijl hebben (OO-mismatch). De bevindingen zouden kunnen uitwijzen in hoeverre HmV effectief is voor de verschillende paartypes van hechting en of bepaalde paartypes wellicht extra aandacht behoeven ter preventie van terugval.
Methode
Deelnemers.
Deelnemers waren 114 heteroseksuele paren die de Houd me Vast-cursus volgden. Paren werden op twee manieren geworven: ten eerste door advertenties en via de EFT-website en ten tweede door het op de cursus attent maken van deelnemers die eerst individuele
therapie gevolgd hebben bij een GGZ-instelling. Exclusiecriterium was een diagnose van een DSM-IV As 1 of As 2 stoornis. Deelname aan de cursus betekende automatisch deelname aan het onderzoek, waardoor deelnemers €100,- korting op de cursus kregen.
Materialen.
Hechting werd gemeten met de Nederlandse vertaling (Conradi, Gerlsma, Van Duijn & De Jonge, 2006) van de Experiences in Close Relationships questionnaire (ECR; Brennan, Clark & Shaver, 1998). Met deze vragenlijst wordt hechting in de huidige partnerrelatie gemeten. De vragenlijst bevat 36 items en meet twee dimensies, corresponderend met de twee secundaire hechtingsstrategieën: Vermijding van intimiteit (deactivatie) en Angst voor
afwijzing en verlating (hyperactivatie). Cronbach’s α zijn respectievelijk .86 en .88 (Conradi, Gerlsma, Van Duijn & De Jonge, 2006). Een voorbeeldvraag van de subschaal Vermijding van intimiteit is “Ik heb liever geen al te hechte band met partners.”. Een stelling van de subschaal Angst voor afwijzing en verlating is bijvoorbeeld “Als partners afkeurend over mij zijn, voel ik me erg slecht over mezelf.”. De score op de items kan variëren van 1 (zeer
oneens) tot 7 (zeer eens). Om tot de paartypes van hechting te komen, corresponderend met de hypothese van Gottman betreffende emotieregulatie, werden de deelnemers aan de hand van cut-off scores ingedeeld in één de vier hechtingsstijlen volgens de typologie van Bartholomew (Bartholomew & Horowitz, 1991). Voor de cut-offs zijn normen gebruikt die in een zeer representatieve bevolkingssteekproef van n= 1.019 gevonden zijn. Deze cut-offs zijn
berekend door een stanine van 7 of hoger te nemen als criterium voor een ‘verhoogde score’ op de Vermijding- en Angstschaal. Op basis van deze normen zou 63.7% van de
bevolkingssteekproef veilig gehecht zijn. Dit komt overeen met de literatuur over de spreiding van veilig versus onveilige hechting in de volwassen bevolking (Mickelson, Kessler &
Shaver, 1997; Collins & Read, 1990). Bij een stanine van 7 (‘vrij hoog’) zijn de bijbehorende cut-off scores voor de Vermijdingschaal 62 en voor de Angstschaal 71. Een score onder beide cut-offs duidt op veilige hechting. Een verhoogde score op minstens één van de subschalen, dat wil zeggen een score boven minimaal één cut off, duidt op onveilige hechting (zie Tabel A). Wanneer partners beiden veilig gehecht waren, vielen ze onder de VV-groep en wanneer
één partner veilig gehecht was en de ander onveilig, onder de VO-groep. Wanneer beide partners onveilig gehecht waren, werden deze onder de OO-match groep geschaard als beide partners ofwel gepreoccupeerd, ofwel afwijzend-vermijdend gehecht waren, gebaseerd op de gelijksoortige activatie van het hechtingssysteem (zie Tabel A). Wanneer partners een
verschillende onveilige hechtingsstijl hadden, vielen ze onder de OO-mismatch groep wegens verschillende activatie van het hechtingssysteem. Paren waarbij beide partners
angstig-vermijdend gehecht waren, werden in eerste instantie niet meegenomen in de analyses. Uit Gottmans hypothese kan namelijk niet worden afgeleid of deze paren onder match of
mismatch vallen, omdat er bij angstig-vermijdende mensen niet sprake is van één soort
activatie van het hechtingssysteem, maar van zowel hyper- als deactivatie en er daardoor niet vanuit kan worden gegaan dat de soort activatie binnen een paar op elk moment hetzelfde is. Aannemelijker lijkt zelfs, dat deze partners asynchroon alterneren tussen hyperactivatie (volatile) en deactivatie (avoiding), dus wanneer de ene partner hyperactiveert, de andere partner deactiveert en daardoor een demand-withdraw patroon ontstaat. Paren waarvan beide partners angstig-vermijdend gehecht waren, werden daarom exploratief in de analyses meegenomen in de OO-mismatch groep om te onderzoeken of uit de exploratieve analyses dezelfde trends naar voren kwamen.
Tabel A. Cut-off scores van de ECR en bijbehorende hechtingstijlen
Angst voor afwijzing en verlating
<71 ≥71 V er mijd in g v an in timite it <62 Veilig Gepreoccupeerd
(hyperactivatie van het hechtingssysteem)
≥62 Afwijzend-Vermijdend
(deactivatie van het hechtingssysteem)
Angstig-Vermijdend
(hyper- en deactivatie van het hechtingssysteem)
Relatietevredenheid werd gemeten met de Dyadic Adjustment Scale (DAS; Spanier, 1976). De vragenlijst bestaat uit 32 items. Uit een grote meta-analyse (n = 25.035 uit 91 studies) bleek dat Cronbach’s α voor de hele DAS .92 is (Graham, Liu & Jeziorski, 2006). De
laagst mogelijke totaalscore is 0, dat wil zeggen een zeer lage relatietevredenheid, en de hoogste 151, dat wil zeggen een zeer hoge relatietevredenheid. De cut-off score is 97, dat wil zeggen dat een score onder de 97 duidt op relationele distress. In het huidige onderzoek werd het gemiddelde van beide partners op de DAS, het paargemiddelde, als uitkomstmaat
genomen, omdat er op paarniveau geanalyseerd werd.
Procedure.
Voorafgaand aan de cursus was er een kennismakingsgesprek met de paren dat met de EFT-therapeuten gevoerd werd. Deze screenden de paren op exclusiecriteria en informeerden ze over het onderzoek. Ruim voor de start van de cursus kregen deelnemers in het sinds 2011 lopende onderzoek een informed consent en de pre-wachtlijstmeting vragenlijsten (waaronder de ECR en de DAS) opgestuurd. Deze dienden minimaal vier weken voor de start van de cursus ingevuld te worden, gemiddeld genomen was dat 4.4 weken (SD= 2.4), oftewel 31 dagen (SD= 16.6). Bovendien dienden alle vragenlijsten gescheiden van elkaar en zonder overleg tussen de partners ingevuld te worden. Aan het begin van sessie 1 en het eind van sessie 8 vonden respectievelijk de pre- en de post-treatmentmeting plaats en kregen
deelnemers dezelfde vragenlijsten als op de pre-wachtlijstmeting. Vervolgens werden er na 2 weken en na 3 maanden follow-up metingen gedaan waarbij o.a. de DAS per post werd opgestuurd. Voor de pre-wachtlijstmeting en follow-up metingen gold, dat als het lang duurde voordat de vragenlijsten ontvangen werden, de deelnemers gebeld werden met de vraag of ze de vragenlijst alsnog wilden invullen en opsturen.
Statistische analyses.
Hypothese 1: Paartypes van hechting verschillen vóór HmV van elkaar in relatietevredenheid
1.1 Paargemiddelde als representatieve uitkomstmaat
de DAS een representatieve afspiegeling was voor de relatietevredenheid van beide partners van een paar. Ten eerste werden de verschilscores op de DAS tussen de partners berekend. Omdat de VV- en VO groepen niet normaal verdeeld waren, werd vervolgens met een Kruskal-Wallis toets nagegaan of de verschilscores tussen de vier paartypes van elkaar verschilden. De verschilscores mochten tussen de paartypes van hechting niet significant van elkaar verschillen, omdat de gemiddelde verschilscore van matches mogelijk kleiner was dan van mismatches, doordat paren van mismatches door hun verschillende hechtingsstijlen de relatie wellicht verschillend ervaren en daarmee de relatietevredenheid beide partners ook meer uit elkaar liggen. Als dat het geval zou zijn, was paargemiddelde op de DAS geen goede uitkomstmaat, omdat een paargemiddelde van 100 bij een match veel dichter bij de
individuele DAS scores van de partners zou kunnen liggen, en daarmee een representatievere afspiegeling zou zijn van de relatietevredenheid van het paar, dan een paargemiddelde van 100 bij een mismatch, waarbij de individuele DAS scores, die veel meer uit elkaar zouden liggen, een heel ander beeld zouden geven van de relatietevredenheid dan het paargemiddelde zou doen. Ten tweede mochten de verschilscores op de DAS niet groter zijn dan één
standaarddeviatie van het algemene individuele gemiddelde op de DAS van de totale steekproef (SD= 18.4). Bij een te grote verschilscore (groter dan één SD) kon er geen eenduidige conclusie getrokken worden wat betreft de gemiddelde relatietevredenheid van een paartype, omdat de individuele DAS scores dan te ver uit elkaar lagen.
1.2 Toetsen van hypothese 1
Vervolgens werd hypothese 1 getoetst door middel van een Kruskal-Wallis toets, omdat de VV-groep niet normaal verdeeld was. Gevonden verschillen werden door middel van Mann Whitney post-hoc toetsen nader geanalyseerd.
Ten derde werd een alternatieve verklaring voor het verschil in relatietevredenheid tussen de paartypes getoetst. Om onderscheid te maken tussen de ‘eigen’ hechting en hechting van de partner, worden respectievelijk de termen ‘actor’ en ‘partner’ gebruikt. De term ‘actor’ gaat over een eigen, individueel kenmerk en ‘partner’ over een kenmerk van de partner van de betreffende actor. Aangezien deelnemers ingedeeld werden in categorieën van hechting, was het mogelijk dat de mate van (on)veiligheid binnen de hechtingsstijlen varieerde, afhankelijk van de hechting van de partner. Een veilige actor met een veilige partner zou bijvoorbeeld relatief ‘veiliger’ kunnen scoren op de ECR subschalen Angst en Vermijding dan een veilige actor met een angstig-vermijdende partner, ondanks dat beide actors onder de cut-offs scoren en dus tot de categorie ‘veilig gehecht’ behoren. Wanneer dat het geval zou zijn, zouden verschillen in paargemiddelde op de DAS of actor DAS niet direct verklaard worden door het paartype van hechting, maar door de mate van (on)veiligheid in actor hechting. Daarom werd met een ANOVA nagegaan of de scores op de ECR subschalen niet lager (en dus veiliger) waren bij een veilige actor met een veilige partner (VV) dan bij een veilige actor met een onveilige partner (VO). Hetzelfde werd gedaan ten aanzien van onveilig gehechte actors, maar hier werd onderscheid gemaakt tussen de drie onveilige hechtingsstijlen
(gepreoccupeerd, angstig-vermijdend en afwijzend-vermijdend). Net zoals bij de veilige actors, werd op basis van de scores op de ECR subschalen Angst en Vermijding gecontroleerd of bijvoorbeeld een gepreoccupeerde actor met een veilige partner niet relatief veiliger
gehecht was dan een gepreoccupeerde actor met een afwijzend-vermijdende partner.
Aangezien de drie onveilige hechtingsstijlen gebaseerd zijn op het hoger of lager scoren dan de cut-off scores op de ECR subschalen angst en vermijding, konden de onveilige actors niet als één groep worden meegenomen. De vergelijkingen die werden gemaakt, waren dus bijvoorbeeld voor gepreoccupeerde actors: gepreoccupeerde actor met veilige partner, versus gepreoccupeerde actor met gepreoccupeerde partner, versus gepreoccupeerde actor met
afwijzend-vermijdende partner, versus gepreoccupeerde actor met angstig-vermijdende partner. Dezelfde vergelijkingen werden gemaakt ten aanzien van de afwijzend-vermijdende en angstig-vermijdende actors.
1.4 Partnereffecten van hechting op actor relatietevredenheid
Ten vierde werd er gekeken naar mogelijke partnereffecten van hechting op actor relatietevredenheid. Hiermee werd de mogelijkheid ondervangen dat bepaalde onveilige hechtingsstijlen hoe dan ook zouden kunnen leiden tot een lagere relatietevredenheid van een paar, onafhankelijk van de hechtingsstijl van de partner. Door middel van een onafhankelijke t-toets werd nagegaan of een veilige actor uit een VV-paar een hogere relatietevredenheid ervoer dan een veilige actor uit een VO-paar. De uitkomstmaat was in dit geval voor VO paren de actor DAS van de veilige actor en voor VV-paren het paargemiddelde op de DAS. Wanneer uit de eerste hypothese bleek dat OO-match en OO-mismatch niet van elkaar verschilden op het paargemiddelde op de DAS, werden de groepen samengevoegd tot OO. Een onveilige actor uit een VO-paar werd dan door middel van een onafhankelijke t-toets vergeleken met een onveilige actor uit een OO-paar. Ook hier werd voor een onveilige actor uit een VO-paar de actor DAS van de onveilige partner genomen als uitkomstmaat en voor een OO-paar het paargemiddelde op de DAS. Als de actor DAS scores tussen de paartypes van elkaar verschilden, konden verschillen in relatietevredenheid inderdaad verklaard worden door paartype van hechting en niet door actor hechting. Wanneer er wel een verschil werd gevonden tussen OO-match en OO-mismatch op het paargemiddelde op de DAS, zou dat kunnen komen doordat matches inderdaad een hogere relatietevredenheid dan mismatches ervoeren, omdat ze dezelfde hechtingsstijl hadden. Een andere verklaring is dat bepaalde partner hechtingsstijlen überhaupt leiden tot een lagere relatietevredenheid, onafhankelijk van de actor hechtingsstijl. Verschillen zouden dan niet bepaald worden door de combinatie van hechtingsstijlen in globale categorieën als OO-match of OO-mismatch, maar door de
specifieke hechtingsstijlen. Om dit te controleren, werd er gedifferentieerder gekeken naar de combinaties van individuele hechtingsstijlen (veilig, gepreoccupeerd, afwijzend-vermijdend en angstig-vermijdend). Verwacht werd dat actor hechtingsstijl (bijvoorbeeld veilig)
afhankelijk van partner (bijvoorbeeld gepreoccupeerd versus angstig-vermijdend), anders scoorden op actor relatietevredenheid. Dit werd voor elke hechtingsstijl getoetst door middel van ANOVA’s. De uitkomstmaat was actor DAS en, in het geval van paren met partners met dezelfde hechtingsstijl, paargemiddelde op de DAS.
Hypothesen 2a, 2b en 2c: Paartypes van hechting voorspellen relatietevredenheid voor,
tijdens en na HmV
Bij hypothese 2 werden dezelfde stappen doorlopen als bij hypothese 1, maar dan met meerdere meetmomenten en met statistische modellen gericht op meerdere metingen.
2.1 Paargemiddelde als representatieve uitkomstmaat tijdens het beloop
Ten eerste werd gecontroleerd of voor het beloop van relatietevredenheid het
paargemiddelde op de DAS een goede uitkomstmaat was, door voor elk meetmoment (1) te controleren of de verschilscores tussen de paartypes niet significant van elkaar verschilden en (2) te controleren of de verschilscores per meetmoment niet groter waren dan één
standaarddeviatie op de DAS van de totale steekproef. Voor elk van de vijf meetmomenten werd een Kruskal-Wallis test uitgevoerd, omdat niet alle groepen normaal verdeeld waren.
2.2 Toetsen van hypothesen 2a, 2b en 2c
Ten tweede werden verschillen in het beloop van paargemiddelde op relatietevredenheid vóór HmV (de wachtlijstperiode; pre-wachtlijst vs sessie 1: hypothese 2a), tijdens HmV (de behandelperiode; sessie 1 vs. sessie 8: hypothese 2b) en na HmV (de follow-up periode; sessie 8 vs follow-up 1 vs follow-up 2: hypothese 2c) tussen de vier paartypes van hechting getoetst. Dit werd gedaan door drie Linear Mixed Models (LMM) uit te voeren: voor elke
deelhypothese één. Met LMM kunnen herhaalde metingen geanalyseerd worden met behoud van alle gegevens, ook wanneer een meetmoment mist. Wanneer een meting van een paar mist, worden de andere meetmomenten alsnog meegenomen in de analyses, waardoor minder gegevens verloren gaan door uitval dan bij een herhaalde metingen ANOVA, de power niet onnodig gereduceerd wordt en de kans op selectieve uitval verminderd wordt. Als
afhankelijke variabele werd het beloop van paargemiddelde op de DAS genomen en als fixed factors (1) paartype van hechting op de pre-wachtlijstmeting, (2) tijd en (3) de interactie tussen paartype van hechting en tijd. De covariantiestructuur was Autoregressive(1) (AR(1)), omdat verwacht werd dat naarmate de meetmomenten verder van elkaar lagen, deze minder correleerden en de varianties van paargemiddelde op de DAS tussen de paartypes niet verschilden (Field, 2013).
Bij hypothese 1 werd al getest of de mate van actor (on)veiligheid afhankelijk is van de partner hechting. Aangezien paartype van hechting op de pre-wachtlijstmeting weer als voorspeller werd genomen, was het niet nodig nog een keer voor de mate van (on)veiligheid te controleren.
2.3 Partnereffecten van hechting op actor relatietevredenheid tijdens het beloop
Ten slotte werd door middel van drie LMM’s (voor hypothese 2a, 2b en 2c) op dezelfde manier als bij hypothese 1 gekeken naar de partnereffecten van hechting op het beloop van actor relatietevredenheid. De uitkomstmaat was, overeenkomstig met hypothese 1, actor DAS en in het geval van dezelfde hechting binnen een paar het paargemiddelde op de DAS. Fixed factors waren weer (1) paartype van hechting op de pre-wachtlijstmeting, (2) tijd en (3) de interactie tussen paartype van hechting en tijd. De covariantiestructuur was weer AR(1).
Exploratieve analyses
Voor de analyses van zowel hypothese 1 als hypothese 2 geldt dat ze exploratief werden herhaald met de paren waarvan beide partners angstig-vermijdend gehecht waren.
Deze paren vielen in de exploratieve analyses onder OO-mismatch. Op deze manier kon worden nagegaan of uit de exploratieve analyses dezelfde trends naar voren kwamen als uit Hypothese 1 en 2. De resultaten werden in de tabellen als ‘OO-mismatch II’ weergegeven.
Resultaten
Van de 232 deelnemers hadden 2 de ECR op de pre-wachtlijstmeting niet (volledig) ingevuld. Door de overige deelnemers (n= 230) in te delen op hechtingsstijl, op basis van scores op de ECR subschalen Vermijding en Angst (Tabel 1), ontstonden er vier groepen van individuele hechtingsstijlen: veilig (36.5%), gepreoccupeerd (30.5%), afwijzend-vermijdend (17.8%) en angstig-vermijdend (15.2%).
Tabel 1
Gemiddelden, Standaarddeviaties en Percentages voor de Totale Steekproef en Individuele Hechtingsstijlen Gemeten op de Pre-wachtlijstmeting
Totaal Veilig Gepreoccu-peerd Afwijzend-Vermijdend Angstig-Vermijdend p-waarde N 230 84 70 41 35 Leeftijd (SD) 43.2 (9.8) 43.1 (9.6) 41.8 (9.6) 45.7 (10.1) 42.8 (9.9) .25 Relatieduur in jaren (SD) 16.1 (9.9) 16.7 (10.3) 14.1 (9.3) 17.1 (9.6) 15.3 (10.6) .30 Opleidingsniveau .116 Laag 9.7% 3.6% 11.4% 18.0% 14.7% Middelbaar 27.1% 27.4% 25.7% 30.8% 38.3% Hoog 63.2% 69.0% 62.9% 51.2% 47.0% Vermijding (SD) ° 55.4 (16.5) 45.5 (10.2) 46.9 (8.5) 73.5 (10.0) 75.5 (10.1) Angst (SD) ^ 69.2 (17.9) 55.9 (11.6) 84.9 (11.2) 56.7 (8.8) 84.0 (10.8) Relatietevredenheid (SD) + 91.7 (18.4) 99.3 (17.1) a 92.3 (18.8) ab 84.8 (15.8) bc 80.2 (15.6) c < .001 *
Er waren tussen de hechtingsstijlen geen verschillen in gemiddelde leeftijd, gemiddelde relatieduur en opleidingsniveau (Tabel 1). De relatietevredenheid verschilde wel tussen de hechtingsstijlen. Veilige deelnemers scoorden hoger dan afwijzend-vermijdende (p< .001) en angstig-vermijdende deelnemers (p< .001) en gepreoccupeerde deelnemers scoorden hoger op de DAS dan angstig-vermijdende deelnemers (p= .004).
Hypothese 1: Paartypes van hechting verschillen vóór HmV van elkaar in relatietevredenheid
Vervolgens werden paren ingedeeld in paartypes van hechting, te weten Veilig-Veilig (VV, 17.4%), Veilig-Onveilig (VO, 42.2%), Onveilig-Onveilig match (OO-match, 11.0%) en Onveilig-Onveilig mismatch (OO-mismatch, 29.4%). De gemiddelde leeftijd verschilde niet tussen de paartypes, met uitzondering van VO-paren, die gemiddeld jonger waren dan OO-match paren (Tabel 2), U= 665.00, p= .002. De gemiddelde relatieduur en het
opleidingsniveau verschilden niet significant tussen de vier paartypes.
Tabel 2
Gemiddelden, Standaarddeviaties en Percentages voor de Paartypes van Hechting
VV VO OO-match OO-mismatch I OO-mismatch II (met FF paren) p-waarde * N 19 45 12 32 37 Leeftijd (SD) 45.0 (10.6) ab 41.6 (8.4) a 46.5 (8.8) b 43.2 (11.1) ab 42.8 (11.0) ab .042/.044 Relatieduur in jaren (SD) & 19.6 (11.3) 14.2 (8.9) 14.8 (8.5) 15.8 (10.4) 16.0 (10.6) .094/.093
Opleidingsniveau .054/.051 Laag 2.6% 5.5% 8.7% 19.0% 19.2% Middelbaar 29.0% 26.4% 30.4% 35.0% 32.9% Hoog 68.4% 68.1% 60.9% 46.0% 47.9% Vermijding (SD) ° 45.1 (10.6) 52.5 (15.8) 53.3 (14.0) 63.5 (16.0) 65.4 (16.0) Angst (SD) ^ 53.7 (12.2) 67.9 (16.5) 79.0 (17.0) 73.7 (17.7) 74.9 (17.1)
1.1 Paargemiddelde als representatieve uitkomstmaat
Ten eerste werd er nagegaan of paargemiddelde op de DAS een representatieve
uitkomstmaat was voor de relatietevredenheid van een paar. Hiertoe werden de verschilscores tussen de partners berekend (Tabel 3). Eerst werd getoetst of deze verschilden tussen de paartypes. Er werden geen significante verschillen gevonden, ook niet wanneer OO-match en OO-mismatch als één groep werden genomen, H(2)= 5.42, p= .067. Ten tweede bleken de verschilscores van de paartypes niet groter te zijn dan één standaarddeviatie van het algemene individuele gemiddelde op de DAS van de totale steekproef (SD= 18.4). Op grond van deze resultaten werd besloten dat het paargemiddelde op de DAS een representatieve afspiegeling was van de relatietevredenheid van beide partners.
Tabel 3
Verschilscores op Relatietevredenheid (DAS) per Paartype
VV VO OO-match OO-mismatch I OO-mismatch II (met FF paren) p-waarde * N 19 45 12 32 37 Mean ∆ 12.3 12.4 16.9 18.0 17.5 .128/.172 SD 10.6 9.4 14.2 12.1 12.1 *
respectievelijk met OO-mismatch I en OO-mismatch II
1.2 Toetsen van hypothese 1
Vervolgens werd hypothese 1 getoetst met een Kruskal-Wallis toets, omdat de VV-groep niet normaal verdeeld was, D(19)= .198, p= .048. Het paargemiddelde op de DAS verschilde significant tussen de vier paartypes (Tabel 4). Uit pairwise comparisons met Mann-Whitney post-hoc toetsen bleek dat VV-paren een significant hoger paargemiddelde op de DAS hadden dan VO-, OO-match- en OO-mismatch-paren, respectievelijk U= 191.50, p < .001, U= 65.00, p = .047 en U= 81.00, p > .001. VO-paren scoorden bovendien hoger op de DAS dan OO-mismatch-paren, U= 420.00, p = .002, maar niet hoger OO-match paren, U= 252.00, p= .732. OO-match- en OO-mismatch-paren verschilden niet significant van elkaar op het paargemiddelde op de DAS, U= 138.00, p= .159, maar mogelijk was er door het kleine
aantal OO-match-paren (n= 12) sprake van een powerprobleem. VV-paren scoorden dus het hoogste, vervolgens VO-paren, die wel verschilden van OO-mismatch-paren, maar niet van OO-match-paren, die op hun beurt niet significant van elkaar verschilden.
Tabel 4
Gemiddelden en Standaarddeviaties van Paargemiddelde Relatietevredenheid (DAS) per Paartype
VV VO OO-match OO-mismatch I OO-mismatch II p-waarde *
N 19 45 12 32 37
Mean + 104.3 a 93.9 b 92.1 bc 84.2 c 82.6 c < .001/ < .001 SD 17.5 11.6 18.9 13.7 18.0
+ cut-off is 97. *respectievelijk met OO-mismatch I en OO-mismatch II
1.3 Toetsen van een alternatieve verklaring
Om uit te sluiten dat verschillen in paargemiddelde- of actor relatietevredenheid tussen de paartypes verklaard werden door verschillen in mate van (on)veiligheid in plaats van door het paartype van hechting, werd middels ANOVA’s nagegaan of scores op de ECR
subschalen Angst en Vermijding tussen actors met dezelfde hechtingsstijl, maar uit verschillende paartypes, van elkaar verschilden. Eerst werd gecontroleerd of er een samenhang was tussen geslacht en hechtingsstijl, maar dat was niet het geval, χ2
(3)= 2.41, p= .491, waardoor de analyses niet voor mannen en vrouwen apart uitgevoerd hoefden te worden. De veilige actors uit de vier verschillende paartypes scoorden niet significant anders van elkaar op de subschalen Angst en Vermijding (Tabel 5 en Tabel 6). Hetzelfde gold voor de gepreoccupeerde, afwijzend-vermijdende en angstig-vermijdende actors (Tabel 5 en Tabel 6). Veilig gehechte actors waren dus niet onveiliger gehecht wanneer ze een onveilig gehechte partner hadden dan wanneer ze een veilig gehechte partner hadden en onveilig gehechte actors waren niet veiliger gehecht wanneer ze een veilig gehechte partner hadden dan wanneer ze een onveilig gehechte partner hadden. Dit suggereert dat het niet aannemelijk is dat
verschillen in relatietevredenheid verklaard werden door verschillen in mate van (on)veilige hechting.
Tabel 5
Individuele Scores op de ECR Subschaal Angst voor Afwijzing en Verlating (cut-off is 71)
Partner hechtingsstijl Veilig Gepreoccupeer d Afwijzend-Vermijdend Angstig-Vermijdend p-waarde A cto r h ec h tin g ss tijl Veilig 53.7* (7.6) N = 19 56.6 (11.2) N = 27 59.9 (12.3) N = 10 58.8 (8.6) N = 9 .401 Gepreoccupeerd 84.9 (9.7) N = 27 85.6* (9.4) N = 9 85.1 (9.4) N = 17 84.2 (16.7) N = 7 .809 Afwijzend-Vermijdend 57.2 (8.6) N = 10 54.4 (10.4) N = 17 59.2* (5.1) N = 3 59.0 (5.0) N = 8 .756 Angstig-Vermijdend 80.4 (10.0) N = 9 90.3 (11.7) N = 7 81.4 (8.0) N = 8 82.8* (9.9) N = 5 .488
*ECR scores op de diagonaal zijn paargemiddelden
Tabel 6
Individuele Scores op de ECR Subschaal Vermijding van Intimiteit (cut-off is 62)
Partner hechtingsstijl Veilig Gepreoccupeer d Afwijzend-Vermijdend Angstig-Vermijdend p-waarde A cto r h ec h tin g ss tijl Veilig 45.1* (8.6) N = 19 45.7 (9.3) N = 27 41.8 (12.1) N = 10 50.8 (8.9) N = 9 .238 Gepreoccupeerd 47.3 (9.5) N = 27 46.8* (5.2) N = 9 47.5 (8.3) N = 17 44.0 (7.6) N = 7 .994 Afwijzend-Vermijdend 72.3 (12.4) N = 10 72.7 (9.7) N = 17 72.8* (6.3) N = 3 77.1 (10.1) N = 8 .578 Angstig-Vermijdend 78.5 (12.3) N = 9 75.4 (6.9) N = 7 71.1 (11.3) N = 8 77.2* (5.3) N = 5 .238
*ECR scores op de diagonaal zijn paargemiddelden
1.4 Partnereffecten van hechting op actor relatietevredenheid
Vervolgens werd gekeken naar de partnereffecten van hechting op actor
niet significant van elkaar verschilden in het paargemiddelde op relatietevredenheid, werden beide als één groep (OO) meegenomen. Uit een onafhankelijke t-toets bleek ten eerste dat veilige actors uit VV paren een hogere actor relatietevredenheid hadden dan veilige actors uit VO-paren (Tabel 7). Daarnaast bleek uit een onafhankelijke t-toets dat onveilige actors uit VO-paren een hogere actor relatietevredenheid hadden dan onveilige actors uit OO-paren (Tabel 8).
Tabel 7
Score op Relatietevredenheid (DAS) door Veilige Actor VV VO p-waarde N 19 45 Mean 104.3a 95.2b .032 SD 17.5 14.1 Tabel 8
Score op Relatietevredenheid door Onveilige Actor
Aangezien in eerste instantie geen verschillen werden gevonden in paargemiddelde relatietevredenheid tussen OO-match en OO-mismatch, maar er mogelijk sprake was van een powerprobleem gezien het kleine aantal OO-match paren (n= 12), werden partnereffecten per hechtingsstijl (veilig, gepreoccupeerd, afwijzend-vermijdend, angstig-vermijdend) bekeken om mogelijke verschillen tussen OO-match en OO-mismatch nader te onderzoeken. Uit een ANOVA bleek dat er een marginaal significant verschil was tussen de veilige actors uit de hechtingscombinaties op actor relatietevredenheid, F(3, 60)= 2.20, p= .098. Veilige actors met veilige partners hadden een hogere actor relatietevredenheid dan veilige actors met angstig-vermijdende partners (p= .020) en marginaal significant hoger dan veilige actors met gepreoccupeerde partners (p= .069), maar verschilden niet significant van veilige actors met vermijdend-afwijzende partners (p= .318). Er werden geen verschillen op actor
relatietevredenheid gevonden tussen de gepreoccupeerde actors uit de hechtingscombinaties,
F(3, 56)= 1.00, p= .399. Tussen afwijzend-vermijdende actors uit de hechtingscombinaties
VO OO p-waarde
N 46 49
Mean 92.5 84.9 .015
werd een marginaal significant verschil gevonden op actor relatietevredenheid, F(3, 34)= 2.45, p= .080. Afwijzend-vermijdende actors met veilige partners hadden een hogere actor relatietevredenheid dan afwijzend-vermijdende actors met gepreoccupeerde partners (p= .020). Afwijzend-vermijdende actors met gepreoccupeerde partners hadden een lagere relatietevredenheid dan afwijzend-vermijdende actors met angstig-vermijdende partners (p= .055). Tussen angstig-vermijdende actors uit de verschillende paartypes werden geen
significante verschillen gevonden, F(3, 25)= .90, p= .455.
Tabel 9
Scores op Individuele Relatietevredenheid (DAS) Gegeven de Hechtingstijl van de Partner
Hechtingsstijl Partner Veilig Gepreoccupeerd Afwijzend-Vermijdend Angstig-Vermijdend E ig en h ec h tin g ss tijl Veilig 104.3* (17.5)a N = 19 95.9 (14.6)a N = 27 98.3 (12.6)a N = 10 89.0 (13.6)b N = 8 Gepreoccupeerd 94.8 (13.8)a N = 27 95.9 * (19.2)a N = 9 86.7 (21.4)a N = 17 87.4 (21.8)a N = 7 Afwijzend-Vermijdend 92.4 (9.8)a N = 10 78.8 (16.2)b N = 17 80.7 * (15.6)a N = 3 91.3 (15.4)a N = 8 Angstig-Vermijdend 85.9 (16.0)a N = 9 82.8 (13.4)a N = 7 81.4 (11.1)a N = 8 72.7 * (17.9)a N = 5
* DAS scores op de diagonaal zijn paargemiddelden
Hypothesen 2a, 2b en 2c: Paartypes van hechting voorspellen relatietevredenheid voor,
tijdens en na HmV
2.1 Paargemiddelde als representatieve uitkomstmaat tijdens het beloop
Ten eerste werd weer gekeken of paargemiddelde op de DAS een representatieve afspiegeling was voor relatietevredenheid van de beide partners. Op geen enkele meting verschilden de verschilscores tussen de paartypes van hechting (Tabel 10). Ook wanneer OO-match en OO-misOO-match werden samengenomen als één groep (OO), werd op geen enkel
meetmoment verschil gevonden tussen de paartypes van hechting (voor de vijf
meetmomenten respectievelijk, p= .088, p= .420, p= .632, p= .067, p= .158). De verschilscore was op geen enkel meetmoment groter dan één SD van de totale steekproef op dat
meetmoment.
Tabel 10
Verschilscores (Mean ∆ en SD) op Relatietevredenheid (DAS) en Aantal Paren (N) per Paartype per Meetmoment
SD totale steekproef
VV VO OO-match OO-mismatch I OO-mismatch II p-waarde* Pre 18.4 N= 108 12.3 (10.6) N= 19 12.4 (9.4) N= 45 16.9 (14.2) N= 12 18.0 (12.1) N= 32 17.5 (12.1) N= 37 .128/.172 Sessie 1 17.2 N= 106 13.5 (9.8) N= 18 11.2 (8.7) N= 44 13.0 (11.1) N= 12 15.1 (12.1) N= 32 15.0 (11.6) N= 35 .605/.567 Sessie 8 15.4 N= 97 10.5 (8.4) N= 15 10.7 (9.4) N= 42 14.3 (18.9) N= 11 14.0 (15.8) N= 29 13.5 (9.5) N= 32 .358/.446 Follow-up 1 16.8 N= 92 9.8 (8.7) N= 16 8.2 (7.0) N= 40 13.9 (16.1) N= 10 14.3 (15.8) N= 26 14.3 (15.2) N= 28 .188/.137 Follow-up 2 20.1 N= 77 10.2 (11.4) N= 13 8.3 (7.2) N= 32 15.2 (21.6) N= 9 15.9 (15.7) N= 23 16.8 (16.0) N= 25 .325/.204
*respectievelijk voor vergelijking met OO-mismatch I en OO-mismatch II
Aangezien er wat betreft het beloop van relatietevredenheid drie aparte hypotheses geformuleerd zijn, werd er drie keer een LMM uitgevoerd met paargemiddelde op de DAS als uitkomstmaat en paartype van hechting als factor (Grafiek 1 en Tabel 13).
2.2a Toetsen van Hypothese 2a
Uit LMM bleek dat de paartypes van elkaar verschilden op het beloop van de DAS (Grafiek 1 en Tabel 13) tussen de pre-wachtlijstmeting en sessie 1. Uit pairwise comparisons bleek dat VV hoger scoorde op de DAS dan VO (p= .014), match (p= .011) en
OO-mismatch (p < .001). VO had een hoger paargemiddelde op de DAS dan OO-OO-mismatch (p= .011), maar verschilde niet van OO-match (p= .391). OO-match en OO-mismatch verschilden ook niet van elkaar (p= .353). Daarnaast was er een interactie tussen paartype en tijd, F(1, 3)= 3.3, p= .024. VV en OO-match paren verschilden op sessie 1 niet in relatietevredenheid ten opzichte van de pre-wachtlijstmeting (respectievelijk p= .172 en p= .875). VO en OO-mismatch paren stegen echter in relatietevredenheid tijdens de wachtlijstperiode
(respectievelijk p< .001 en p< .001). Exploratief werden vergelijkbare trends gevonden, alleen was de interactie tussen paartype en tijd marginaal significant (p= .091).
Grafiek 1. Beloop van Paargemiddelde Relatietevredenheid (DAS) per Paartype van Hechting
Tabel 13
Estimated Marginal Means en Standaard Errors van het Paargemiddelde op de DAS per Paartype tijdens Verschillende Momenten van het Beloop
VV VO OO-match OO-mismatch I OO-mismatch II p-waarde* N 19 46 12 32 37 Pre-s1 105.5 (3.2) a 96.1 (2.0) b 92.2 (4.0) bc 87.9 (2.4) C 85.8 (2.3) <.001/<.001 s1-s8 108.6 (2.9) a 102.4 (1.8) ab 95.7 (3.5) bc 96.3 (2.1) c 94.6 (2.1) .004/.001 s8-fu1-fu2 114.3 (3.1) a 105.8 (1.9) b 98.5 (3.6) b 99.9 (2.3) b 97.8 (2.3) .001/<.001
*respectievelijk voor vergelijking met OO-mismatch I en OO-mismatch II
80 90 100 110 120
pre-wachtlijst sessie 1 sessie 8 follow-up 1 follow-up 2
VV VO OO-match OO-mismatch
2.2b Toetsen van Hypothese 2b
Uit LMM kwam naar voren dat de paartypes van elkaar verschilden op het beloop van paargemiddelde op de DAS tussen sessie 1 en sessie 8 (Grafiek 1 en Tabel 13). VV scoorde hoger op paargemiddelde DAS dan OO-match (p= .006) en OO-mismatch (p= .001) en marginaal significant hoger dan VO (p= .071). VO scoorde hoger op paargemiddelde DAS dan mismatch (p= .035), en marginaal significant hoger dan match (p= .096). OO-match en OO-misOO-match verschilden ook hier niet van elkaar op paargemiddelde DAS (p= .881). Exploratief werden vergelijkbare resultaten gevonden.
2.2c Toetsen van Hypothese 2c
Uit LMM bleek dat de paartypes van elkaar verschilden in relatietevredenheid tussen sessie 8 en follow-up 2 (Grafiek 1 en Tabel 13). VV scoorde hoger op paargemiddelde DAS dan VO (p= .021), OO-match (p= .001) en OO-mismatch (p< .001). VO scoorde marginaal significant hoger op paargemiddelde DAS dan OO-match (p= .075) en dan OO-mismatch (p= .051). OO-match en OO-mismatch verschilden hier ook niet van elkaar (p= .731). Exploratief kwamen dezelfde trends naar voren, alleen was het verschil tussen VO en OO-mismatch op paargemiddelde DAS wel significant (p= .009).
2.3 Partnereffecten van hechting op actor relatietevredenheid tijdens het beloop
Uit de analyses bij de eerste hypothese bleek al dat de mate van (on)veiligheid van hechting niet afhankelijk is van de hechting van de partner en er dus categoriaal gekeken kan worden naar de paartypes van hechting. Aangezien OO-match en OO-mismatch op het beloop niet van elkaar verschilden, werden beide als één groep meegenomen: Onveilig-Onveilig (OO). Om na te gaan of er sprake is van partnereffecten van hechting op het beloop van actor relatietevredenheid, werd (1) een veilige actor uit een VV-paar vergeleken met een veilige actor uit een VO-paar en (2) een onveilige actor uit een VO-paar werd vergeleken met een onveilige actor uit een OO-paar.
Uit LMM bleek dat een veilige actor met een veilige partner tussen sessie 1 en sessie 8 niet anders scoorde op de actor DAS dan een veilige actor met een onveilige partner, maar wel hoger tussen de pre-wachtlijstmeting en sessie 1 en sessie 8 en follow-up 2 (Tabel 14 en Grafiek 2).
Tabel 14
Estimated Marginal Means en Bijbehorende Standaard Errors op de DAS voor Veilige Actors
VV* VO p-waarde
N 19 46
pre-s1 105.5 (3.3) 97.2 (2.1) .037 s1-s8 108.5 (3.2) 103.3 (2.0) .172 s8-fu1-fu2 114.2 (3.0) 106.3 (1.9) .029
* deze DAS scores zijn paargemiddelden
Grafiek 2. Beloop van Actor Relatietevredenheid (DAS) van Veilige Actor
Uit LMM bleek dat tussen de pre-wachtlijstmeting en sessie 1 en tussen sessie 1 en sessie 8, een onveilige actor met een veilige partner hoger scoorde op de DAS dan een
80 90 100 110 120
pre s1 s8 fu1 fu2
onveilige actor met een onveilige partner (Tabel 15 en Grafiek 3). Tijdens de follow-up periode was er een marginaal significant verschil tussen onveilige actors uit VO paren en onveilige partners uit OO paren.
Tabel 15
Estimated Marginal Means en Bijbehorende Standaard Eroors op de Actor DAS voor Onveilige Actors
VO OO* p-waarde
N 46 49
pre-s1 95.1 (2.1) 87.4 (2.0) .010 s1-s8 101.6 (1.9) 94.9 (1.9) .013 s8-fu1-fu2 104.2 (2.3) 98.0 (2.3) .055
* deze DAS scores zijn paargemiddelden
Grafiek 3. Beloop van Actor Relatietevredenheid (DAS) van Onveilige Actor
80 90 100 110 120
pre s1 s8 fu1 fu2
VO OO
Aangezien het onderzoek nog niet volledig was afgerond en dus een aantal deelnemers nog benaderd moesten worden voor de follow-up metingen, was er met name op de follow-up metingen sprake van non-respons (Tabel 16).
Tabel 16
Aantal Paren per Meting met tussen Haakjes het Percentage Non-Respons t.o.v. Pre-Wachtlijstmeting
VV VO OO-match OO-mismatch I OO-mismatch II
Pre 19 45 12 32 37
Sessie 1 18 (5.3%) 44 (2.2%) 12 (0%) 32 (0%) 35 (5.4%) Sessie 8 15 (21.1%) 42 (4.4%) 11 (8.3%) 29 (9.4%) 32 (13.5%) Follow-up 1 16 (15.8%) 40 (11.1%) 10 (16.7%) 26 (18.8%) 28 (24.3%) Follow-up 2 13 (31.6%) 32 (28.9%) 9 (25%) 23 (28.1%) 25 (32.4%)
Conclusie en Discussie
Conclusie
Dit is de eerste studie die toetst in hoeverre paartype van hechting, op langere termijn en na het volgen van de Houd me Vast-cursus, relatietevredenheid voorspelt en daarmee de
mismatch-theorie van Gottman (1994; 1999) onderzoekt. Het onderzoeken van mogelijke
voorspellers van therapiesucces is belangrijk, omdat onderzoek zou kunnen uitwijzen dat er bepaalde risicofactoren zijn voor terugval (Snyder, Castellani, & Whisman, 2006). Daarnaast is er in het huidige onderzoek een poging gedaan om op paarniveau conclusies te trekken en te verantwoorden waarom de uitkomstmaten representatief waren voor beide partners; iets wat in veel onderzoeken niet helder wordt uitgelegd (Heatherington, Friedlander & Greenberg, 2005). Uit de resultaten bleek dat paartype van hechting zowel cross-sectioneel als op lange termijn een voorspeller is van relatietevredenheid. Gottmans mismatch-theorie (1994; 1999) wordt echter grotendeels niet ondersteund. De resultaten neigen meer naar Johnsons visie (2008), namelijk des te veiliger de hechting binnen een paar is, des te hoger de
relatietevredenheid.
Hypothese 1: Paartypes van hechting verschillen vóór HmV van elkaar in relatietevredenheid
Vier weken voor de cursus ervoeren paren waarvan beide partners veilig gehecht waren, zoals verwacht, de hoogste relatietevredenheid, vervolgens paren met één veilige en één onveilig gehechte partner, die niet verschilden van onveilige matches, maar wel een hogere relatietevredenheid ervoeren dan onveilige mismatches. Onveilige matches verschilden niet significant van onveilige mismatches. Vergelijkbare resultaten kwamen naar voren uit het onderzoek naar paarconflictstijlen van Busby en Holman (2009).
Aangezien onveilige matches niet significant hoger scoorden op relatietevredenheid dan onveilige mismatches, maar er mogelijk sprake was van een powerprobleem, kan er niet met overtuiging gesteld worden in hoeverre Gottmans mismatch-theorie door het huidige
onderzoek ondersteund wordt. Duidelijk is echter wel, zoals Johnson (2008) ook stelt, dat naarmate de hechting binnen een paar veiliger is, de relatietevredenheid hoger is.
Hoewel grofweg gezegd kan worden dat de relatietevredenheid hoger is, naarmate de hechting veiliger is, komt dit niet altijd naar voren wanneer er genuanceerder naar de paartypes gekeken wordt. Resultaten betreffende de partnereffecten dienen met
voorzichtigheid geïnterpreteerd te worden, aangezien er voornamelijk marginaal significante verschillen zijn gevonden en het aantal deelnemers per categorie niet groot was, maar er kan geconcludeerd worden dat bepaalde combinaties van hechtingsstijlen gunstiger lijken voor de relatietevredenheid dan andere combinaties (Tabel 9). Voor een gepreoccupeerde actor lijkt het voor de relatietevredenheid weinig verschil te maken of de partner veilig of
gepreoccupeerd gehecht is en voor een afwijzend-vermijdende actor lijkt de
relatietevredenheid niet anders met een veilige partner dan met een angstig-vermijdende partner. Hier lijkt Johnsons visie dus niet helemaal ondersteund te worden, omdat het voor gepreoccupeerde en afwijzend-vermijdende actors niet altijd beter is wanneer de partner veilig gehecht is. Bovendien komt naar voren dat een gepreoccupeerde match nog vrij gunstig is voor de relatietevredenheid, wat Gottmans theorie weer wel ondersteunt.
Wat het daarnaast moeilijk maakt om een algemene conclusie te trekken over Gottmans
mismatch-theorie op basis van het huidige onderzoek, is dat er van de twaalf matches, negen
gepreoccupeerd en slechts drie afwijzend-vermijdend zijn. Resultaten van OO-match, zeggen dus eigenlijk vooral iets over gepreoccupeerde matches in plaats van matches in het
algemeen. Daarnaast was er ook door het kleine aantal matches mogelijk sprake van een powerprobleem. Voor vervolgonderzoek naar de mismatch-theorie, is het dus van belang dat er meer matches in het onderzoek worden meegenomen. Uit eerder onderzoek (Kirkpatrick & Davis, 1994) is echter wel gebleken dat matches weinig voorkomen. Ook in het onderzoek van Busby en Holman (2009) bleek dat avoiding en volatile matches weinig voorkwamen,
respectievelijk 1.6% en 4.9%. Een verklaring die hier vaak voor wordt gegeven (e.g. Kirkpatrick & Davis, 1994; Holmes & Johnson, 2009), is dat mensen het liefst een veilig gehechte partner hebben, maar anders een partner zoeken op basis van hun verwachtingen over een partner en het beeld dat ze van een relatie hebben. Angstige mensen, bij wie sprake is van hyperactivatie van het hechtingssysteem, verwachten dat een partner afstandelijk is en kiezen daardoor eerder een partner die die verwachting bevestigt: een vermijdende,
deactiverende partner. Vermijdende mensen, bij wie sprake is van deactivatie van het
hechtingssysteem, verwachten dat een partner klef en afhankelijk is en kiezen daardoor eerder een partner die daaraan voldoet: een angstige, hyperactiverende partner. Hoewel Gottman dus stelt dat matches gunstiger zijn voor een relatie dan mismatches, komen die in de realiteit weinig voor.
Kort gezegd blijkt dat er cross-sectioneel geen duidelijke conclusie kan worden getrokken met betrekking tot Gottmans mismatch-theorie. De grove resultaten neigen meer naar Johnsons visie, maar wanneer er gekeken wordt naar de specifieke combinaties van hechtingsstijlen, is er ook een aanwijzing voor Gottmans theorie, namelijk dat voor een gepreoccupeerde actor het hebben van een gepreoccupeerde partner relatief positief is voor de relatie. Hoewel veilige hechting over het algemeen gunstig is voor een relatie, lijkt het erop dat met één simpele regel, zoals Gottman en Johnson geformuleerd hebben, niet voorspeld kan worden welke paartypes van hechting een positief dan wel negatief effect hebben op de relatietevredenheid.
Hypothesen 2a, 2b en 2c: Paartypes van hechting voorspellen relatietevredenheid voor,
tijdens en na HmV
Tijdens en na HmV blijkt er, tegen de verwachting in, geen verschil te zijn tussen
matches en mismatches. Paren waarvan beide personen onveilig gehecht zijn, ervaren de
personen veilig gehecht zijn de hoogste relatietevredenheid te hebben en vervolgens paren waarvan de één veilig en de ander onveilig gehecht is. Hier geldt dus, in lijn met Johnsons visie, dat hoe veiliger de hechting binnen een paar is, des te hoger de relatietevredenheid is.
Johnsons visie wordt ook ondersteund door de gevonden partnereffecten. Na HmV lijken paren met minstens één veilig gehecht persoon de behaalde effecten beter te kunnen vasthouden dan paren zonder veilig gehechte personen. Wanneer gekeken wordt naar partnereffecten, blijkt echter dat veilig gehechte personen het behaalde effect 3 maanden na de cursus vast hebben kunnen houden en onveilig gehechte personen terugvallen, ongeacht of de partner veilig of onveilig gehecht is. Wel bleek echter dat tijdens de follow-up periode, hoewel veilig gehechte actors de behaalde effecten vasthielden en onveilig gehechte personen actors vertoonden, de relatietevredenheid hoger was wanneer de partner veilig gehecht was. Als men bekijkt wat paartypes van hechting betekenen voor het beloop tijdens HmV, lijken veilige partners dus niet terugval van een onveilige actor te kunnen voorkomen, maar over het algemeen kan over de relatie gezegd worden dat naarmate de hechting binnen een paar
veiliger is, de relatietevredenheid, op paarniveau én individueel niveau, hoger is.
Alternatieve verklaring
Wat opvallend is aan de bevindingen, is dat tijdens de wachtlijstperiode (pre-wachtlijstmeting vs sessie 1) de relatietevredenheid van VO- en OO-mismatch-paren toeneemt, terwijl de relatietevredenheid van VV- en OO-match-paren gelijk blijft. Aan de hand van Gottmans theorie zou je dus kunnen zeggen dat mismatches (VO- en mismatch-paren) stijgen in relatietevredenheid tijdens de wachtlijstperiode en matches (VV -en OO-match-paren) niet veranderen.Op de meting bij de start van HmV, is de relatietevredenheid van mismatches opgelopen tot het niveau van matches, wat niet het effect kan zijn van de cursus. In Gottmans omschrijvingen van mismatches (1999, p. 96; validating-avoiding (VO),
mismatches kunnen resulteren: het demand-withdraw patroon, dat Johnson ook uitgebreid
beschreven heeft (Johnson, 2008). Bij validating-avoiding (VO) paren probeert de validating (veilige) partner aandacht te vragen van de avoiding (deactiverende) partner, maar voelt zich emotioneel buitengesloten, terwijl de avoiding partner emotioneel overspoeld raakt. Bij een
validating-volatile (VO) paar, voelt de validating (veilige) partner zich niet gehoord en
emotioneel overspoeld, terwijl de volatile (hyperactiverende) partner vindt dat de validating partner koud, emotieloos, afstandelijk en niet-verbonden is. Bij avoiding-volatile (OO-mismatch) paren vindt de avoiding (deactiverende) partner de volatile partner ongeremd en over-emotioneel, terwijl de volatile (hyperactiverende) partner de avoiding partner koud vindt en zich afgewezen, niet geliefd en niet gewaardeerd voelt. Gottman noemt het patroon bij
avoiding-volatile (OO-mismatch) paren de ‘ergste’ vorm van demand-withdraw. Dit lijkt ook
ondersteund te worden door de resultaten in het huidige onderzoek, waarbij VO-paren te allen tijde hoger scoren op relatietevredenheid dan OO-mismatch-paren. Wellicht valt de stijging tijdens de wachtlijstperiode door VO- en OO-mismatch-paren te verklaren door het op een zekere manier doorbreken van het demand-withdraw patroon. Op het moment dat een paar besluit HmV te gaan volgen, betekent het dat er wat dat betreft geen sprake is van vermijding (‘withdraw’). Dit kan ertoe leiden dat de ‘demander’ hoopvol wordt, de relatietevredenheid toeneemt, en zich daardoor minder aanvallend (‘demanding’) gedraagt, waardoor de
‘withdrawer’ zich ook prettiger voelt in de relatie en de relatietevredenheid toeneemt. Bij matches (VV en OO-match) zal er hoogstwaarschijnlijk geen sprake zijn van het
demand-withdraw patroon, omdat de activatie van het hechtingssysteem van beide partners gelijk is.
De beslissing om deel te nemen aan HmV, zou daardoor waarschijnlijk minder het
doorbreken van een patroon betekenen dan bij mismatches, waardoor de relatietevredenheid bij matches niet verandert tijdens de wachtlijstperiode. Door in vervolgonderzoek op
demand-withdraw patroon binnen een paar en de samenhang met relatietevredenheid, zou
men kunnen nagaan in hoeverre bovenstaande verklaring reëel is.
Beperkingen en suggesties voor vervolgonderzoek
Het is van belang te beseffen dat in het huidige onderzoek een klinische populatie onderzocht is. De deelnemers ervaren al relatieproblemen, dus kan er niet van worden uitgegaan dat dezelfde resultaten in een normale populatie gevonden zullen worden. Onderzoek naar een klinische populatie is echter zeer relevant, gezien de bevindingen van groot belang zijn voor therapeuten die relatietherapie geven, omdat dit juist de groep is waar therapeuten mee te maken krijgen.
Een kanttekening die bij het huidige onderzoek geplaatst moet worden, is dat niet volledig kan worden uitgesloten dat opleidingsniveau een rol speelt in het beloop van relatietevredenheid tijdens en na de cursus. Hoewel niet significant, zijn er duidelijk verschillen te zien in opleidingsniveau tussen de individuele hechtingsstijlen (Tabel 1) en tussen de paartypes van hechting (Tabel 2). Daarnaast is er bij onveilige deelnemers sprake van terugval na de cursus (Grafiek 3) en bij veilige paren niet (Grafiek 2). Percentueel gezien waren onveilig gehechte mensen vaker laag opgeleid dan veilig gehechte mensen en waren veilig gehechte mensen vaker hoogopgeleid dan onveilig gehechte mensen. In
vervolgonderzoek is het van belang om te onderzoeken in hoeverre opleidingsniveau een rol speelt in terugval na HmV. Mogelijk is het voor mensen met een lager opleidingsniveau moeilijker om tijdens de cursus de kennis en vaardigheden te verwerven en deze vast te houden dan deelnemers met een hoger opleidingsniveau. Aannemelijker lijkt echter dat opleidingsniveau samenhangt met hechting en dat, zoals in het huidige onderzoek
gesuggereerd wordt, onveilige hechting leidt tot terugval na de cursus. Het is bekend dat bij mensen met een onveilige hechting er vaker sprake is van psychopathologie (e.g. Mickelson, Kessler & Shaver, 1997; Van IJzendoorn, 1995) en daarnaast hangt volwassenhechting
redelijk samen met hechting in de kindertijd (Hazan & Shaver, 1987; Fraley, 2002), waardoor onveilig gehechte mensen mogelijk minder betrokkenheid en steun van de ouders bij
belangrijke zaken hebben gehad. Deze twee factoren zouden mogelijk een rol kunnen spelen in het wel of niet voltooien van een opleiding en het hebben van een stimulans om een
vervolgopleiding te gaan doen. Daarnaast zou men verwachten dat wanneer opleidingsniveau een rol speelt in terugval na HmV, de relatietevredenheid van onveilig gehechte mensen tijdens de cursus ook minder zou toenemen dan veilig gehechte mensen en dat is niet het geval. In vervolgonderzoek zou daarom de samenhang tussen hechting, opleidingsniveau en relatietevredenheid tijdens en na HmV onderzocht kunnen worden.
Een vraag die in het huidige onderzoek niet onderzocht is, is of paartype van hechting gemeten aan het eind van de cursus, in plaats van aan het begin zoals nu het geval was, samenhangt met terugval in relatietevredenheid. Aangezien het doel van HmV is om de hechting veiliger te maken, zal een deel van de deelnemers die eerst onveilig gehecht waren, aan het eind van de cursus (hopelijk) veiliger gehecht zijn. Het is interessant om te bekijken in hoeverre de verandering in (on)veiligheid van hechting invloed heeft op terugval en wellicht antwoord te kunnen geven op de vraag of deelnemers die vooraf aan de cursus onveilig gehecht waren hoe dan ook een risicogroep zijn voor terugval, of voornamelijk wanneer deze niet veilig (genoeg) waren gehecht aan het eind van de cursus.
Implicaties
Opvallend aan de bevindingen was dat onveilige paren na de cursus terugvielen in relatietevredenheid, maar wel een stijging lieten zien tijdens de cursus. Dit geeft aan dat deze paren wel in staat waren hun relatie te verbeteren. Het probleem is echter dat onveilig
gehechte actors de behaalde resultaten niet goed konden vasthouden, ook niet als hun partner wel veilig gehecht was. Therapeuten kunnen rekening houden met deze risicofactor, door paren met onveilige partners na de therapie boostersessies aan te bieden. Anderzijds hebben
paren met minstens één onveilige partner wellicht meer baat bij een intensievere manier om de relatie te verbeteren, bijvoorbeeld door individuele relatietherapie of een langer durende cursus, waardoor ze langer gemotiveerd worden om de nieuwe vaardigheden te blijven oefenen en disfunctioneel gedrag kan plaatsmaken voor functioneel gedrag.
Literatuurlijst
Ainsworth, M. D. S., Blehar, M. C., Waters, E., & Wall, S. (1978). Patterns of attachment: A psychological study of the strange situation. Psychology Press.
Bartholomew, K., & Horowitz, L. M. (1991). Attachment styles among young adults: a test of a four-category model. Journal of personality and social psychology, 61, 226-244. Brennan, K. A., Clark, C. L., & Shaver, P. R. (1998). Self-report measurement of adult
attachment: An integrative overview. In J. A. Simpson & W. S. Rholes (Eds.),
Attachment theory and close relationships (pp. 46-76). New York: Guilford Press.
Bowlby, J. (1973). Attachment and loss: Vol. 2: Separation. Hogarth Press and the Institute of Psycho-Analysis.
Busby, D. M., & Holman, T. B. (2009). Perceived match or mismatch on the Gottman conflict styles: Associations with relationship outcome variables. Family process, 48, 531-545. Byrne, M., Carr, A., & Clark, M. (2004). The efficacy of behavioral couples therapy and
emotionally focused therapy for couple distress. Contemporary Family Therapy, 26, 361-387.
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., Atkins, D. C., Yi, J., Baucom, B., & George, W. H. (2006). Couple and individual adjustment for 2 years following a randomized clinical trial comparing traditional versus integrative behavioral couple therapy. Journal of Consulting and
Christensen, A., Eldridge, K., Catta-Preta, A. B., Lim, V. R., & Santagata, R. (2006). Cross-cultural consistency of the demand/withdraw interaction pattern in couples. Journal of
Marriage and Family, 68, 1029-1044.
Collins, N. L. & Read, S. J. (1990). Adult attachment, working models, and relationship quality in dating couples. Journal of Personality and Social Psychology, 58, 644-663. Conradi, H .J., Gerlsma, C., Van Duijn, M. & De Jonge, P. (2006). Internal and external
validity of the experiences in close relationships questionnaire in an American and two Dutch samples. The European Journal of Psychiatry, 20, 258-269.
De Graaf, A., Van Huis, M., & De Jong, A. (2001). [CBS] Niet meer samen. Geraadpleegd op 3 maart 2015, van http://www.cbs.nl/NR/rdonlyres/546F9BDA-0D87-4BE1-BB73-523E7A1551DA/0/index1125.pdf
Field, A. (2013). Discovering statistics using IBM SPSS statistics. Sage.
Fraley, C. R. (2002). Attachment stability from infancy to adulthood: meta-analysis and dynamic modeling of developmental mechanisms. Personality and social psychology
review, 6, 123-151.
Fraley, C. R., & Shaver, Ph., R. (2000). Adult romantic attachment: theoretical developments, emerging controversies, and unanswered questions. Review of General Psychology, 4, 132-154.
Gottman, J. M. (1994a). What predicts divorce?: The relationship between marital processes
and marital outcomes. Psychology Press.
Gottman, J. M. (1999). The marriage clinic: A scientifically-based marital therapy. WW Norton & Company.
Graham, J. M., Liu, Y.J., & Jeziorski, J.L. (2006). The Dyadic Adjustment Scale: a reliability generalization meta-analysis. Journal of Marriage and Family, 68, 701-717.
