Zorgt Afname van Disfunctionele Ouderlijke Attributies
voor Toename in Ouderlijke Competentiebeleving?
Masterscriptie Preventieve Jeugdhulp en Opvoeding Pedagogische Wetenschappen en Onderwijskunde Universiteit van Amsterdam
Student: G. L. (Geneviève) Risseeuw Studentnummer: 12181730
Begeleiding: mw. dr. P.H.O. (Patty) Leijten
Tweede beoordelaar: mw. dr. A.L. (Alithe) van den Akker Amsterdam, 17 juni 2019
2 Abstract
This micro-experiment tests whether reducing dysfunctional parental attributions (i.e., explanations parents give for difficult child behavior) increases reported parental self-efficacy. In addition, it tests whether this effect is stronger for parents who experience less parenting stress. This study increases insight into what shapes parental self-efficacy, an important factor for parenting and child development. Two types of parental attributions were manipulated in a convenience sample of 50 parents and their 3-6 year-old children: parent-causal and child-responsible attributions. The manipulations were unsuccessful: they did not reduce parental attributions, which meant the main research questions could not be rigorously tested. Future research should seek alternative ways to reduce parental attributions, to test if reducing parental attributions increases parental self-efficacy.
Keywords: parent-causal attributions, child-responsible attributions, self-efficacy,
3 Zorgt Afname van Disfunctionele Ouderlijke Attributies voor Toename in Ouderlijke
Competentiebeleving?
Gedragsproblematiek bij kinderen vormt een belangrijk risico voor antisociaal gedrag en mentale gezondheidsproblematiek gedurende de adolescentie en volwassenheid (Copeland, Shanahan, Costello, & Angold, 2009). Veel interventies richten zich dan ook op het
verminderen van gedragsproblematiek bij kinderen, bijvoorbeeld middels opvoedinterventies voor ouders van jonge kinderen (Kaminski & Claussen, 2017). In veel van deze
opvoedinterventies wordt ingezet op het verhogen van ouderlijke competentiebeleving om het psychologische welzijn van ouders, competent ouderschap en de sociaal-emotionele
aanpassing van kinderen te verhogen (Ardelt & Eccles, 2001; Jones & Prinz, 2005).
Ouderlijke competentiebeleving is het geloof in de eigen opvoedvaardigheden om kinderen en de opvoedomgeving te beïnvloeden op een manier die bevorderend is voor de ontwikkeling en de successen van de kinderen (Ardelt & Eccles, 2001; Coleman & Karraker, 2003).
Ouderlijke competentiebeleving is van invloed op keuzes die ouders maken (Bandura, 1989). Volgens de self-efficacy theory van Bandura (1977) zijn overtuigingen dat acties zullen leiden tot de beoogde resultaten, één van de belangrijkste facetten van opvoedgedrag. Zo hebben ouders hebben de neiging om opvoedingstaken waarover zij zich competent voelen uit te voeren en taken waarover zij zich niet competent voelen te vermijden (Bandura 1989; 1997). Ouders met een hogere ouderlijke competentiebeleving maken bijvoorbeeld vaker en consequenter gebruik van positieve opvoedtechnieken (bv. op een positieve manier grenzen stellen) (Ardelt & Eccles, 2001), maken minder gebruik van fysieke straffen (Jones & Prinz, 2005; Zubrick, Smith, Nicholson, Sanson, & Jackiewicz, 2008) en zijn tevredener over hun rol als ouder (Jones & Prinz, 2005). Kinderen die opgevoed worden door ouders met een hogere ouderlijke competentiebeleving vertonen minder gedragsproblemen (Ardelt & Eccles 2001; Jones & Prinz, 2005). Het versterken van de ouderlijke competentiebeleving is dan ook
4 een belangrijk doel van preventie- en interventieprogramma’s voor gedragsproblematiek bij kinderen (Deković et al., 2010; Jones & Prinz, 2005).
Ouderlijke competentiebeleving is een complex construct (Ardlelt & Eccles, 2011; Porter & Hsu, 2003) en er is weinig bekend over factoren die ouderlijke competentiebeleving verhogen (Jones & Prinz, 2005; Leerkes & Burney, 2007). Om de efficiëntie van interventies te verhogen, is het echter van belang dat bekend is welke factoren de ouderlijke
competentiebeleving verhogen. Eén mogelijke factor is het verminderen van disfunctionele ouderlijke attributies. Ouderlijke attributies zijn verklaringen van ouders voor
gedragsproblemen van hun kinderen (Bornstein & Lansford, 2009) en worden gevormd om waargenomen gebeurtenissen beter te kunnen begrijpen en om gebeurtenissen te voorspellen (Heider, 1958). Ouderlijke attributies zijn veranderbaar, wat betekent dat interventies zich hier op zouden kunnen richten (Johnston, Hommersen & Seipp, 2009; Sawrikar, Hawes, Moul & Dadds, 2018).
Het veranderen van attributies kan belangrijk zijn als ouderlijke attributies disfunctioneel zijn. Twee typen disfunctionele ouderlijke attributies, die met elkaar samenhangen, staan in deze studie centraal: ouder-oorzakelijke attributies en kind-verantwoordelijke attributies (Snarr et al., 2009). Deze typen ouderlijke attributies staan centraal, omdat zij beiden relatief veel voorkomen bij ouders van kinderen met
gedragsproblemen (Johnston, Chen, & Ohan, 2006).
Ouder-oorzakelijke attributies zijn ouder-gecentreerde attributies en gaan over het beeld dat ouders hebben van hun eigen causale rol in opstandig gedrag van hun kinderen (Brody, Arias, & Fincham, 1996). De locus of control ligt bij ouder-oorzakelijke attributies binnen en niet buiten de ouder (Campis, Lyman, & Prentice-Dunn, 1986), wat betekent dat ouders de oorzaak van opstandig gedrag van hun kind consequent binnen zichzelf zoeken. Voorbeelden van ouder-oorzakelijke attributies zijn: ‘Ik ben niet geduldig genoeg voor mijn
5 kind’, of ‘Ik ben verantwoordelijk voor dit gedrag’ (Bugental & Johnston, 2000). Ouder-oorzakelijke attributies zijn disfunctioneel, omdat ouders met een hogere mate van ouder-oorzakelijke attributies over het algemeen minder zelfvertrouwen hebben, zich vaker hopeloos voelen (Abramson, Seligman, & Teasdale, 1978), minder tevreden zijn over de opvoeding (Snarr et al., 2009) en een lagere ouderlijke competentiebeleving hebben (Baden & Howe, 1992; Colalillo & Johnston, 2016).
Het verminderen van ouder-oorzakelijke attributies is mogelijk een effectieve manier om gevoelens van opvoedcompetentie in ouders te versterken. Als ouders het idee loslaten dat zij de oorzaak zijn van het opstandige gedrag van hun kind, verschuift de locus of control van binnen naar buiten de ouder (Campis et al., 1986). Wanneer ouders niet langer het idee hebben dat kinderen opstandig gedrag vertonen, omdat zij als ouders zelf verkeerd handelen, zal het zelfvertrouwen van ouders over de opvoeding naar waarschijnlijkheid stijgen.
Mogelijk gaan ouders de eigen opvoedvaardigheden hierdoor positiever beoordelen, waardoor zij zich competenter voelen over de opvoeding.
Kind-verantwoordelijke attributies zijn kind-gecentreerde attributies en hebben betrekking op de mate waarin ouders de oorzaak van opstandig gedrag consequent bij hun kind leggen (Brody et al., 1996; Weiner, 1995). Ouders met kind-verantwoordelijke attributies geloven dat kinderen expres en vrijwillig opstandig reageren en denken dat kinderen dit gedrag laten zien omdat zij vijandig zijn naar de ouder (Brody et al., 1996). Voorbeelden van kind-verantwoordelijke attributies zijn: ‘Mijn kind doet dit expres’, of ‘Mijn kind is verantwoordelijk voor dit gedrag’ (Bugental & Johnston, 2000).
Kind-verantwoordelijke attributies zijn disfunctioneel, omdat ouders met een hogere mate van kind-verantwoordelijke attributies over het algemeen meer frustratie en woede naar hun kinderen ervaren (Weiner, 1995).
6 Ook het verminderen van kind-verantwoordelijke attributies is mogelijk een effectieve manier om gevoelens van opvoedcompetentie in ouders te versterken. Ouders die minder frustratie over de opvoeding ervaren, hebben over het algemeen een hogere ouderlijke
competentiebeleving (Jones & Prinz, 2005). Door ouders kennis te verschaffen over beperkte zelfreguleringsvaardigheden van kinderen met als doel dat ouders het idee loslaten dat kinderen intentioneel opstandig gedrag laten zien, kunnen ouders opstandig gedrag van hun kinderen mogelijk beter plaatsen en begrijpen. Mogelijk ervaren ouders hierdoor minder frustratie over de opvoeding, wat de ouderlijke competentiebeleving zou kunnen verhogen. Of het inderdaad zo is dat het verminderen van ouder-oorzakelijke en kind-verantwoordelijke attributies leidt tot een verhoogde ouderlijke competentiebeleving is niet bekend en zal ik in deze studie toetsen.
Ouder-oorzakelijke en kind-verantwoordelijke attributies zijn twee verschillende constructen (Fernandes, Narciso, Pedro, & Roberto, 2019; Katzmann et al. 2015; Snarr et al. 2009). De samenhang tussen de verschillende typen attributies en ouderlijke
competentiebeleving is daarom naar verwachting verschillend. Ondanks dat beide typen attributies gedeeltelijk dezelfde uitkomsten voorspellen, bijvoorbeeld woede-expressie van ouders, laksheid van ouders en probleemgedrag van kinderen, hangt opvoedgedrag van ouders sterker samen met ouder-oorzakelijke attributies dan met kind-verantwoordelijke attributies (Snarr et al., 2009). Hierdoor wordt verwacht dat het verminderen van ouder-oorzakelijke attributies voor een sterkere stijging in ouderlijke competentiebeleving zal zorgen, dan het verminderen van kind-verantwoordelijke attributies.
Het verminderen van disfunctionele attributies leidt waarschijnlijk niet voor alle ouders tot een even grote toename in gevoelens van ouderlijke competentie: er zou kunnen sprake zijn van differentiële gevoeligheid voor verandering in attributies. Opvoedinterventies, waarin cognities en gedragingen van ouders worden veranderd, blijken namelijk niet voor alle
7 gezinnen dezelfde voordelen op te leveren (Reyno & McGrath, 2006; Sawrikar et al, 2018).
Een factor die mogelijk beïnvloedt hoe sterk het effect is van het verminderen van disfunctionele ouderlijke attributies op een toename in ouderlijke competentiebeleving, is opvoedstress. Opvoedstress omvat moeilijkheden die voortkomen uit de
verantwoordelijkheden die het ouderschap met zich mee brengt (Deater-Deckard, 1998). Hieronder valt bijvoorbeeld het managen van gedrag van het kind, het onderhouden van familieroutines en dagelijkse verzorgingstaken (Dunning & Giallo, 2012). Hoe meer moeilijkheden ouders ervaren in hun rol als ouder, de ouder-kind relatie en gedrag van het kind, hoe meer opvoedstress ouders ervaren (Abidin, 1990; Kwok & Wong, 2000).
Opvoedstress blijkt een stugge en sterke negatieve voorspeller voor onder andere de
ouderlijke competentiebeleving (Bloomfield & Kendall, 2012; Raikes & Thompson, 2005). Dit wekt de suggestie dat opvoedstress het effect van het verminderen van disfunctionele ouderlijke attributies op het verhogen van ouderlijke competentiebeleving mogelijk
ondermijnt. Dit zou betekenen dat het verminderen van disfunctionele ouderlijke attributies, een minder effectieve methode is voor het verhogen van de ouderlijke competentiebeleving, voor ouders die meer opvoedstress ervaren.
Met deze studie tracht ik in beeld te brengen of ouderlijke competentiebeleving verhoogd kan worden door ouderlijke attributies te verminderen. Zover mijn kennis toereikend is, is niet eerder onderzocht of het verminderen van disfunctionele ouderlijke attributies leidt tot een toename in ouderlijke competentiebeleving. De studie draagt bij aan de wetenschap door bestaande theorie aan te vullen. De studie draagt namelijk bij aan het in beeld brengen van factoren die voorspellend zijn voor ouderlijke competentiebeleving. Eerdere studies naar ouderlijke attributies waren vaak correlationeel en maakten vaak geen gebruik van controlegroepen (Sawrikar et al., 2018). De huidige studie betreft een
8 experimenteel design, wat het trekken van causale conclusies mogelijk maakt (Klasnja et al., 2015).
Als we weten dat het verminderen van disfunctionele ouderlijke attributies van ouders van jonge kinderen leidt tot een verhoging in ouderlijke competentiebeleving, helpt dit ons beter begrijpen waar we ons in opvoedinterventies voor ouders van jonge kinderen met gedragsproblemen op zouden kunnen richten. Daarnaast is het belangrijk om te onderzoeken welke gezinnen het meest profiteren van de behandeling (Sawrikar et al., 2018). Door te toetsen of de gespeculeerde verbanden zwakker zijn voor ouders die meer stress ervaren over de opvoeding, kan beter in beeld gebracht worden voor wie het verminderen van
disfunctionele attributies een effectieve component in interventies zal zijn.
In deze studie tracht ik de volgende onderzoeksvraag te beantwoorden: ‘In hoeverre leidt afname van disfunctionele ouderlijke attributies van opstandig gedrag van jonge
kinderen voor toename in ouderlijke competentiebeleving?’. Om deze vraag te beantwoorden, zal ik verschillende hypotheses toetsen. Ten eerste verwacht ik dat het verminderen van disfunctionele ouder-oorzakelijke attributies van ouders leidt tot een verhoging in ouderlijke competentiebeleving (Hypothese 1). Ten tweede verwacht ik dat het verminderen van disfunctionele kind-verantwoordelijke attributies van ouders leidt tot een verhoging in ouderlijke competentiebeleving (Hypothese 2). Ten derde verwacht ik dat het verminderen van disfunctionele ouder-oorzakelijke attributies, vergeleken met het verminderen van disfunctionele kind-verantwoordelijke attributies, leidt tot een hogere ouderlijke
competentiebeleving (Hypothese 3). Ten vierde verwacht ik dat de toename in ouderlijke competentiebeleving, door het verminderen van ouder-oorzakelijke attributies en kind-verantwoordelijke attributies, zwakker is voor ouders die meer opvoedstress ervaren (Hypothese 4).
9 De data voor de huidige studie waren onderdeel van de grotere PACE (Parental
Attributions on Child Externalizing behavior) studie, onder leiding van Dr. Mouton. De
huidige studie betrof een micro-experiment. Dit betekent dat met behulp van een gerandomiseerd experiment voor korte duur één specifieke risicofactor voor een
problematische opvoeding, in dit geval negatieve ouderlijke attributies, werd gemanipuleerd (Howe, Beach, & Brody, 2010). Een belangrijk voordeel van experimentele designs, is dat deze het trekken van causale conclusies mogelijk maakt (Klasnja et al., 2015; Passer, 2013).
In deze studie was sprake van een confirmatieve benadering in de relatie tussen theorie en onderzoek, omdat op theorie gebaseerde hypotheses werden getoetst (Cramer, 2016). Participanten
Ouders en hun drie tot zesjarige kinderen werden geselecteerd uit de Family Lab database van de Universiteit van Amsterdam. Deze gelegenheidssteekproef is ontstaan doordat ouders eerder aan onderzoek meededen in het Lab. Ouders gaven tijdens dit eerdere onderzoek toestemming voor het opslaan van hun gegevens voor vervolgonderzoek. Voor deelname aan de huidige studie werden de volgende inclusiecriteria gehanteerd: ouders hadden een bovengemiddelde mate van disfunctionele ouderlijke attributies en hadden in december 2018 ten minste een kind in de leeftijd van 35 tot 59 maanden. Als
exclusiecriterium werd gehanteerd dat kinderen geen autismespectrumstoornis hadden. De uiteindelijke steekproefgrootte bestond uit n = 50 ouders met hun deelnemende kind. De sociodemografische karakteristieken van de steekproef zijn samengevat in Tabel 1. De ouders hadden een gemiddelde leeftijd van M = 38.11 jaar (SD = 4.06) en waren bijna allemaal hoogopgeleid (86.0%).
Procedure
Screening. De 507 ouders in de databank met kinderen in de geschikte leeftijdsklasse werden benaderd via email. Hierin werden ouders gevraagd deel te nemen aan de PACE
10 studie. Ouders die wilden deelnemen, konden via een link de online screeningsvragenlijst invullen (n = 176). Met behulp van deze vragenlijst (Parental Cognition Scale, zie Meetinstrumenten) werden ouders met een bovengemiddelde mate van disfunctionele attributies geselecteerd (n = 142). Dit waren ouders die op ten minste één van de twee typen disfunctionele attributies bovengemiddeld scoorden: > 2.26 op de ‘ouder-oorzakelijke attributies’-schaal en/of > 2.79 op de ‘kind-verantwoordelijke attributies’-schaal. De gemiddelde scores van vaders en moeders op de twee schalen van de Parental Cognition
Scale, uit een eerdere studie naar de validiteit van het instrument (Snarr et al., 2009), zijn
gemiddeld en gebruikt als cut-off scores in de huidige studie.
Voormeting. De geselecteerde ouders werden samen met hun deelnemende kinderen binnen zes maanden na het invullen van de screeningsvragenlijst uitgenodigd voor een bezoek aan het Family Lab. Binnen de onderzoeksperiode voor deze scriptie, bezochten 50 ouders het lab. Voorafgaand aan het experiment, vulden zij een vragenlijst in waarmee
sociodemografische variabelen (geslacht ouder/kind, leeftijd ouder/kind, opleidingsniveau ouder), ouder-oorzakelijke attributies, kind-verantwoordelijke attributies, ouderlijke competentiebeleving en de mate van opvoedstress werden gemeten.
Bezoek aan het lab. Ouders bezochten samen met hun kind individueel het Family Lab. Alvorens deel te nemen aan de studie, tekenden ouders twee informed consent
formulieren, één voor de ouder en één voor het kind. Dit houdt in dat ouders werden geïnformeerd over de studie en dat zij voor zichzelf en voor hun kind ongedwongen toestemming verleenden tot deelname aan het onderzoek (Passer, 2013). Zo werd
bijvoorbeeld aan ouders verteld dat alle spelinteracties werden opgenomen met behulp van videoapparatuur.
Door middel van randomisatie werd bepaald in welke van de drie condities de ouders participeerden. Bij de experimentele oorzakelijke conditie werd getracht
ouder-11 oorzakelijke attributies van ouders te verminderen. Bij de experimentele
kind-verantwoordelijke conditie werd getracht kind-kind-verantwoordelijke attributies van ouders te verminderen. De derde conditie was de controleconditie. De randomisatie vond plaats door per ouder blind het nummer van de conditie te trekken uit een doosje. In dit doosje zaten voor elke conditie 30 briefjes. Alleen de onderzoekers en niet de deelnemende ouders en kinderen waren zich bewust van de toegewezen conditie. Deze single-blind opzet vermindert de kans op performance bias (Higgins et al., 2011). Dit betekent dat de verwachtingen voorafgaande aan het experiment en de responsen van ouders, niet kon worden beïnvloed door het
bewustzijn van de toegewezen conditie. Zeker wanneer wordt gevraag naar de beleving van ouders, in dit geval hoe ouders de oorzaak van moeilijk gedrag van hun kinderen beleven, is dit van belang (Salkind, 2010).
Eerste spelinteractie. Ouder en kind speelden vijf minuten het Rush hour spel (zie
Bijlage 1). Na dit vrije spel zette de onderzoeker een niet op te lossen opzet van Rush hour neer. Ouder en kind kregen vijf minuten de tijd om zo goed en zo snel mogelijk het spel op te lossen, waarbij het kind een prijs werd beloofd indien het spel zou worden opgelost. De onderzoeker bevond zich in de observatieruimte, zodat ouder en kind het gevoel hadden alleen te zijn en selecteerde met behulp van een observatieformulier (zie Bijlage 2) fragmenten waarin opstandig gedrag van het kind zichtbaar was.
Na deze frustratietaak kregen ouder en kind vijf minuten de tijd om te herstellen van de frustratie door middel van vrij spel. Vervolgens beantwoordde de ouder via een online vragenlijst het item “In hoeverre denkt u dat wat er tussen u en uw kind gebeurde,
vergelijkbaar is met wat er gewoonlijk, in het dagelijks leven, gebeurt?”, op een 6-puntsschaal (1= helemaal niet vergelijkbaar, 6= heel erg vergelijkbaar). Dit item werd beantwoord om te onderzoeken in hoeverre de gecreëerde onderzoeksetting voor ouders overeenkwam met situaties uit het dagelijks leven.
12
Manipulatie. Vervolgens vertelde de onderzoeker dat hij/zij twee of drie
videofragmenten van de eerste spelinteractie aan de ouder wilde laten zien, in afwezigheid van het kind. Hierbij werd verteld dat de geselecteerde fragmenten betrekking hadden op ‘moeilijke situaties’ (zie Bijlage 3). Wanneer ouders reageerden of vragen stelden, werd in het kader van het onderzoek voorgesteld deze vragen te bespreken na afloop van het onderzoek.
Afhankelijk van de conditie, werden ouderlijke attributies gemanipuleerd. Aan de ouders in de controleconditie werden de fragmenten getoond zonder hier iets over te vertellen.
Aan de ouders in de ouder-oorzakelijke conditie werden de fragmenten getoond en benoemde de onderzoeker de opstandige gedragingen van het kind en de gerelateerde
gedragingen van ouders (zie Bijlage 2). Na het kijken van de fragmenten, zei de onderzoeker tegen deze ouders: “Sommige ouders geloven dat kinderen moeilijk gedrag laten zien omdat
de ouder iets verkeerd doet, bijvoorbeeld dat ze niet geduldig of duidelijk genoeg zijn. Maar, dit gedrag van het kind is waarschijnlijk ontstaan omdat wij, de onderzoekers, de spelsituatie expres lastig hebben gemaakt. U kunt hier als ouder weinig aan doen. Dus (naam kind) had waarschijnlijk dwars of opstandig gedrag laten zien ongeacht hoe u zich gedroeg tijdens in deze situatie.”. Er is gekozen voor deze manipulatie, omdat de locus of control op deze
manier naar verwachting verplaatst van binnen, naar buiten de ouder (Campis et al., 1986). Aan de ouders in de kind-verantwoordelijke conditie werden de fragmenten getoond en benoemde de onderzoeker de opstandige gedragingen van het kind (zie Bijlage 2). Na het kijken van de fragmenten, zei de onderzoeker tegen deze ouders: “Sommige ouders geloven
dat kinderen dit soort moeilijk gedrag expres uiten, om de ouder boos te maken of om de baas te spelen. Maar, dit gedrag van het kind is waarschijnlijk ontstaan omdat wij, de
onderzoekers, de spelsituatie expres lastig hebben gemaakt. Het is voor kinderen op deze leeftijd moeilijk om hun emoties te reguleren. Hun zelfregulatievaardigheden zijn namelijk nog niet volledig ontwikkeld. Kinderen laten dit soort gedrag dus zien, ook als dit niet hun
13
bedoeling is, omdat zij nog niet in staat zijn om zichzelf te reguleren.” Er is gekozen voor
deze manipulatie, omdat het er naar verwachting toe leidt dat ouders niet langer het idee hebben dat kinderen intentioneel moeilijk gedrag vertonen.
Tweede spelinteractie. Aansluitend op de manipulatie werd een tweede spelinteractie
uitgevoerd, waarin opnieuw werd getracht opstandig gedrag van het kind op te wekken. Voordat werd getoetst of ouderlijke attributies inderdaad verminderd waren, wilden we opnieuw een situatie creëren waarin ouders te maken kregen met moeilijk gedrag van hun kind. De ouder-kind paren kregen vijf minuten de tijd om memorie te spelen en de opdracht aan het kind het spel zo snel mogelijk op te ruimen wanneer er op de deur geklopt zou worden. Aan de ouder werd verteld dat deze alles mocht doen om te zorgen dat het kind het spel zou opruimen, behalve helpen. Na vijf minuten klopte de onderzoeker op de deur en herhaalde de boodschap. Indien het kind niet ging opruimen, gebeurde dit na 30 seconden nog eens. Vervolgens hield de tweede frustratietaak in dat de onderzoeker de ouder en het kind voor vijf minuten liet wachten tot de taak werd beëindigd. Hiermee werd getracht
ongeduldigheid van het kind op te wekken. Na afloop vulden ouders een vragenlijst in over hun ouderlijke attributies en ouderlijke competentiebeleving.
Meetinstrumenten
Demografische gegevens. Ouders vulden voorafgaand aan hun bezoek aan het lab online vragen in over geslacht, leeftijd en opleidingsniveau van de ouder en over geslacht en leeftijd van het kind.
Disfunctionele ouderlijke attributies. Met behulp van de volledige Parental
Cognition Scale vragenlijst (Snarr et al., 2009), van 30 items, werden ouders met
disfunctionele ouderlijke attributies geselecteerd. In eerder studies werden voor de PCS adequate interne consistenties en test–hertest betrouwbaarheden gevonden en werd met een hoge convergente en divergente validiteit het gebruik van de twee subschalen aanbevolen
14 (Fernandes et al., 2019; Katzmann et al. 2015; Snarr et al. 2009). Tijdens de voor- en de nameting beantwoordden ouders opnieuw de 30 items van de PCS. Van deze items waren 14 items bedoeld als ‘afleiders’, om te voorkomen dat ouders doorhadden wat de vragenlijsten zouden meten. De overige 16 items vormden twee subschalen:
Ouder-oorzakelijke attributies. Ouder-oorzakelijke attributies werden gemeten met de
subschaal ‘ouder-oorzakelijke attributies’, bestaande uit zeven items, waarbij de ouders gevraagd werd te denken aan mogelijke oorzaken voor opstandig gedrag van eenzelfde kind. Een voorbeelditem is: “Ik ben niet gestructureerd genoeg voor mijn kind”. De items werden gemeten op een 6-puntsschaal (1= altijd waar, 6= nooit waar). De scores van de items werden gespiegeld, zodat een hogere score een hogere mate van disfunctionele ouderlijk-oorzakelijke attributies indiceerde. De interne consistentie was αvoormeting = .73 en αnameting = .66.
Kind-verantwoordelijke attributies. Kind-verantwoordelijke attributies werden
gemeten met de subschaal ‘kind-verantwoordelijke attributies’, bestaande uit negen items, waarbij de ouders gevraagd werd te denken aan mogelijke oorzaken voor opstandig gedrag van eenzelfde kind. Een voorbeelditem is: “Mijn kind probeert mij met opzet boos te krijgen”. De items werden gemeten op een 6-puntsschaal (1= altijd waar, 6= nooit waar). De scores van de items werden gespiegeld, zodat een hogere score een hogere mate van disfunctionele kind-verantwoordelijke attributies indiceerde. De interne consistentie was αvoormeting = .80 en
αnameting = .80.
Ouderlijke competentiebeleving. De ouderlijke competentiebeleving werd gemeten met vier items van de ‘Me as a Parent’ -vragenlijst (MaaP; Hamilton, Matthews, & Crawford, 2015). Deze items vormden samen de bestaande subschaal ‘self-efficacy’. Deze schaal is convergent en inhoudelijk valide (Hamilton et al., 2015). Dit betekent dat de schaal uitspraak doet over het construct waarover je uitspraak wilt doen (i.e., convergent valide) en dat de items samen in staat zijn alle aspecten van een construct te meten (i.e., inhoudelijk valide).
15 Een voorbeelditem is: ‘Mijn opvoedvaardigheden zijn effectief’. De items werden
beantwoord op een 5-punttschaal (1= heel erg mee oneens, 5= heel erg mee eens). Een hogere score indiceerde een hogere ouderlijke competentiebeleving. De interne consistentie was
αvoormeting = .87 en αnameting = .87.
Opvoedstress. De mate van ervaren opvoedstress werd gemeten met 19 items van de Opvoedingsbelasting Vragenlijst (OBVL; Veerman, Kroes, De Meyer, Nguyen, & Vermulst, 2014). Deze items vormden samen de drie van de vijf bestaande subschalen ‘ouder-kind relatieproblemen’, ‘depressieve stemming’ en ‘ouderrol restrictie’ en bestonden uit uitspraken, waarbij ouders aangaven in hoeverre zij het hier mee eens waren. Van de volledige OBVL is bekend dat deze convergent valide is (Veerman et al., 2014). Van individuele subschalen is dit niet bekend. Er is echter gekozen voor het gebruik van drie schalen om de lengte van de vragenlijst te beperken. Een voorbeelditem is: “Ik ga
gemakkelijk met mijn kind om”. De items werden gemeten op een 4-puntsschaal (1= geldt
niet, 4= geldt helemaal). De scores van sommige items werden gespiegeld, zodat een hogere
score een hogere mate van opvoedstress indiceerde. De interne consistentie was α= .88.
Analysestrategie
Om de vereiste steekproefgrootte te bepalen, heb ik met behulp van G*power – 3.1.3,
Statistical Power Analysis for Windows een a priori poweranalyse uitgevoerd (Faul,
Erdfelder, Lang & Buchner, 2007). De volgende niveaus van effectgroottes werden hierbij gehanteerd: klein (f2 = .02), medium (f2 = .15) en groot (f2 = .35) (Cohen, 1992). Het alpha level dat werd gebruikt voor de analyse was p = .05. De huidige studie zal voldoende statistische power (≥ .80) hebben bij een steekproefgrootte van n = 395 voor het detecteren van een klein effect, bij een steekproefgrootte van n = 55 voor het detecteren van een medium effect en bij een steekproefgrootte van n = 25 voor het detecteren van een groot effect. Bij onvoldoende statistische power wordt een werkelijk bestaand effect mogelijk niet
16 gedetecteerd (Field, 2013). Na het verzamelen de data heb ik een post-hoc poweranalyse uitgevoerd, om de statistische power op basis van de steekproefgrootte te bepalen.
Voorbereidende analyses. Voordat de hypotheses getoetst werden, heb ik een aantal voorbereidende analyses uitgevoerd met behulp van IBM SPSS (Versie 22). Ten eerste heb ik de beschrijvende statistieken opgevraagd: de gemiddelde scores op de kernvariabelen, de standaardafwijkingen van de kernvariabelen en de bivariate Pearson’s correlaties tussen de kernvariabelen. Daarnaast heb ik gecontroleerd of ouders de spelinteracties vergelijkbaar vonden met situaties in het dagelijks leven.
Ten tweede heb ik de data gecontroleerd op afwijkende scores en ben ik nagegaan of aan de verschillende assumpties voor multipele regressie werd voldaan, namelijk: normaal verdeelde residuen, ongecorreleerde residuen, lineariteit, homogene varianties en
multicollineariteit (Field, 2013). In de resultatensectie zal ik hier nader op in gaan. Wanneer in onvoldoende mate aan deze assumpties wordt voldaan geven resultaten mogelijk een vertekend beeld en zou ik correcties, afhankelijk van de schending, toepassen.
Ten derde heb ik een Missing Value Analysis (MVA) uitgevoerd, om te analyseren of scoren ontbraken en heb ik met de Little’s Missing Completely At Random (MCAR) test onderzocht worden of waardes willekeurig misten (Little, 1988). Op basis van deze resultaten heb ik nader bepaald hoe ik om zou gaan met missende data.
Ten vierde heb ik de vergelijkbaarheid van de drie condities op de voormetingmeting (sociodemografische kenmerken ouder en kind, ouderlijke competentiebeleving, opvoedstress en ouderlijk attributies) gecontroleerd, om verschillen in ouderlijke competentiebeleving tijdens de nameting toe te kunnen schrijven aan het experiment. Dit heb ik gedaan door gebruik te maken van chi-square testen (categorische variabelen) en one way ANOVA testen (continue variabelen). Literatuur blijkt inconsistent over de mogelijke invloed van
17 Gardner, Hutchings, Bywater, & Whitaker, 2010; Leijten et al., 2018). Dit betekent dat deze variabelen mogelijk de onderzochte hoofdeffecten beïnvloeden. Zo zou het bijvoorbeeld mogelijk zijn dat het verminderen van ouderlijke attributies bij vaders wel bijdraagt aan een hogere competentiebeleving, maar bij moeders niet of in mindere mate. Omdat er sprake was van randomisatie verwachtte ik geen verschillen tussen de condities op de voormeting, maar mocht er sprake zijn van een scheve verdeling over de verschillende condities, dan zouden de betreffende variabelen worden meegenomen als controlevariabelen in de verdere analyses.
Ten vijfde heb ik getoetst of ouders op de nameting een verminderde mate van ouderlijke attributies hadden ten opzichte van de voormeting, door middel van een t-toets voor gepaarde steekproeven. Vervolgens heb ik een manipulatiecheck uitgevoerd, middels een MANOVA om te controleren of de verminderde mate van ouderlijke attributies sterker was voor ouders in de experimentele condities. Hierbij was conditie de onafhankelijke variabele en waren ouder-oorzakelijke en kind-verantwoordelijke attributies de afhankelijke variabelen. Hierbij heb ik de Pillai’s Trace (V), die kan variëren van 0 tot 1, gebruikt als teststatistiek. Hogere waardes indiceren dat effecten meer bijdragen aan het model. Er is gekozen voor deze teststatistiek, omdat deze de beste keuze is bij een kleine steekproef (Kim & Olejnik, 2005). Indien ouders in de condities significant zouden verschillen in ouderlijke attributies, zou ik door middel van planned contrastsen controleren welke condities van elkaar verschilden. Dit zou gedaan worden om te controleren of ouder-oorzakelijke attributies waren verminderd in de ouder-oorzakelijke conditie ten opzichte van de overige condities en of
kind-verantwoordelijke attributies waren verminderd in de kind-kind-verantwoordelijke conditie ten opzichte van de overige condities.
Hoofdanalyses. Vervolgens heb ik de hypotheses getoetst middels multipele regressieanalyse. Hiervoor heb ik de categorische conditie eerst omgezet in (binaire) dummyvariabelen. De onafhankelijke variabele was conditie (in dummyvariabelen) en de
18 afhankelijke variabele ouderlijke competentiebeleving op de nameting. Om te toetsen of ouders uit de experimentele condities hoger scoorden op ouderlijke competentiebeleving, heb ik de controleconditie als referentiegroep genomen (Hypothese 1 en 2). Om te toetsen of ouders uit de ouder-oorzakelijke conditie hoger scoorden op ouderlijke competentiebeleving dan ouders uit de kind-verantwoordelijke conditie, heb ik de kind-verantwoordelijke conditie als referentiegroep genomen (Hypothese 3). Om te toetsen of opvoedstress de relatie tussen conditie en ouderlijke competentiebeleving modereerde (Hypothese 4) heb ik een
interactievariabele (conditie × gecentreerde opvoedstress) aangemaakt.
Een huidig debat betreft of het wel of niet verstandig is om variabelen rondom hun gemiddelde te centreren, voorafgaande aan het berekenen van een interactievariabele om de interactie te schatten in een multipele regressiemodel (Dalal & Zickar, 2012; Enders & Tofighi, 2007; Iacobucci, Schneider, Popovich, & Bakamitsos, 2016). In de huidige studie heb ik gekozen om te centreren. Zo werd opvoedstress gemeten op een intervalschaal (Veerman et al., 2014), wat betekent dat de data geen absolute nulpunten bevat. Voor het interpreteren van de resultaten is het dan zinvoller om de variabelen rond hun gemiddelde te centreren (Iacobucci et al., 2016). Om de vierde hypothese te toetsen is de interactievariabele (conditie × gecentreerde opvoedstress), toegevoegd als onafhankelijke variabele in een multipele regressieanalyse.
Resultaten Beschrijvende statistieken
De gemiddelden en standaardafwijkingen van de ouder-oorzakelijke en
kind-verantwoordelijke attributies, ouderlijke competentiebeleving en opvoedstress van ouders zijn weergegeven in Tabel 2. Ouders scoorden op zowel de voormeting als de nameting gemiddeld boven de grenswaarde voor disfunctionele attributies. De bivariate Pearson’s correlaties tussen de kernvariabelen op de voormeting zijn weergegeven in Tabel 3. De mate waarin
19 ouders ouder-oorzakelijke attributies hadden hing positief samen met de mate van
kind-verantwoordelijke attributies en opvoedstress en negatief samen met ouderlijke
competentiebeleving. De mate waarin ouders kind-verantwoordelijke attributies hadden hing niet samen met de mate van opvoedstress en de ouderlijke competentiebeleving.
Ouders beantwoordden het item ‘In hoeverre denkt u dat wat er tussen u en uw kind gebeurde, vergelijkbaar is met wat er gewoonlijk, in het dagelijks leven, gebeurt?’ (N = 49, één missende waarde) gemiddeld met ‘erg vergelijkbaar’ (Range = 1−6, M = 5.14; SD = 0.82). Dit is gunstig voor de externe validiteit, omdat dit de generalisatie van resultaten naar de thuiscontext verhoogt (Passer, 2013).
Voorbereidende analyses
Post hoc poweranalyse. De steekproefgrootte van 50 ouder-kind paren resulteerde in statistische power van .17 voor het detecteren van een klein effect, .77 voor een medium effect en .98 voor een groot effect. Dit betekent dat er in de huidige studie sprake was van onvoldoende adequate power (≥ .80) om een klein of medium effect te vinden en adequate power om een groot effect te vinden.
Controleren van assumpties. Ten eerste heb ik gecontroleerd voor afwijkende scores, om te controleren of de regressiemodellen niet zouden worden beïnvloed door de scores van een klein aantal ouders. Een score is afwijkend wanneer het gestandaardiseerde residu < −3.29 of > 3.29 is, de Mahalanobisafstand > 11.00 is of wanneer de Cook’s afstand > 1.00 (Field, 2013). Voor de variabele ‘ouderlijke competentiebeleving’ op de nameting, werden geen afwijkende scores gevonden in de Y-richting (Std residmin. = −2.44; Std residmax. = 1.64), in de X-richting (Mahalanobis Dmax. = 2.29) of in de XY-richting (Cook’s Dmax. = 0.15),
wanneer conditie als voorspeller werd meegenomen. Ook werden geen afwijkende scores gevonden in de Y-richting (Std residmin. = −2.19; Std residmax. = 1.74), in de X-richting
20 (Mahalanobis Dmax. = 9.04) of in de XY-richting (Cook’s Dmax. = 0.13), wanneer opvoedstress
als voorspeller werd meegenomen.
Ten tweede moesten de residuen, oftewel de errorvarianties, normaal verdeeld zijn. Dit heb ik gecontroleerd door twee histogrammen te maken van de gestandaardiseerde residuen, één met als onafhankelijke variabelen de conditie (in dummyvariabelen) en één met als onafhankelijke variabele opvoedstress. Beide histogrammen wezen op normaal verdeelde residuen.
Ten derde moesten residuen ongecorreleerd zijn. Durbin Watson toetst of er sprake is van autocorrelatie in de residuen. Dit is het geval wanneer de waarde < 2.0 of > 2.0 is (Field, 2013). De residuen bleken onafhankelijk te zijn, want Durbin Watson was 1.75 wanneer conditie als voorspeller voor ouderlijke competentiebeleving werd meegenomen en 1.58 wanneer opvoedstress als voorspeller voor ouderlijke competentiebeleving werd
meegenomen.
Ten vierde moest sprake zijn van een lineaire relatie tussen de onafhankelijke voorspellers en de afhankelijke variabele. Doordat er gebruik werd gemaakt van
dummyvariabelen voor de variabele ‘conditie’, werd hier per definitie aan deze assumptie voldaan. Bij dummyvariabelen worden namelijk twee punten gecreëerd, waartussen alleen een lineair relatie mogelijk is. Om de lineariteit tussen opvoedstress en ouderlijke
competentiebeleving te controleren heb ik een scatterplot gemaakt, waarin een duidelijke lineaire relatie zichtbaar was.
Ten vijfde moest sprake zijn van homogene varianties. Voor de categorische voorspeller ‘conditie’ werd dit gedaan door middel van Levene’s Test. Deze was niet significant (p = .482), wat aangeeft dat varianties homogeen waren. Voor de continue voorspeller ‘opvoedstress’ werd een plot gemaakt van de z-waardes van de voorspelde waardes en de residuen. De wolk van punten wees op homogene varianties.
21 Tenslotte kon geen sprake zijn van multicollineariteit, oftewel een hoge correlatie tussen conditie en opvoedstress, omdat gezinnen random werden toegewezen aan condities. Concluderend werden de assumpties voor de multipele regressieanalyse niet geschonden.
Analyse van missende waardes. Op de variabele ‘ouderlijke competentiebeleving’ op de voormeting ontbrak één score. Dit betekent dat 2.0% van de scores miste. Op de variabele ‘opvoedstress’ ontbrak tevens één score. Dit betekent dat 2.0% van de scores miste. Op de variabele ‘leeftijd van de ouder’, ontbraken drie scores. Dit betekent dat 6.0% van de scores miste. Op de andere variabelen misten geen scores. In de gehele dataset ontbraken dus slechts weinig scores.
De Little’s MCAR test laat zien dat deze waardes volledig willekeurig misten (χ2(26) = 31.51, p = .210). Dit betekent dat het ontbreken van een bepaalde score niet afhankelijk is van de hypothetische waarde en de waardes van de andere variabelen (Little, 1988). Gezien de kleine steekproef, is gekozen om data paarsgewijs te verwijderen. Dit betekent dat de maximale hoeveelheid data wordt gebruikt in de analyses (Schlomer, Bauman, & Card, 2010). Een voordeel van deze techniek ten opzichte van data listwise verwijderen is dat het de power in de analyses vergroot (Schlomer et al., 2010).
Vergelijkbaarheid condities op voormeting. Vervolgens heb ik getoetst of
randomisatie heeft geleid tot drie condities ouders die vergelijkbaar scoorden op de variabelen op de voormeting. Zoals gerapporteerd in Tabel 1, verschilden ouders en kinderen uit de drie condities gemiddeld niet in de volgende sociodemografische kenmerken: geslacht van de ouder (χ2 (2) = 0.06, p = .970), opleidingsniveau van de ouder (χ2 (2) = 0.72, p = .698), leeftijd van de ouder (F(2) = .45, p = .639) en leeftijd van het kind (F(2) = 0.01, p = .995).
Wel verschilden de condities betreft geslacht van het kind (χ2(2) = 6.46, p = .039). Er zaten relatief veel jongens in de ouder-oorzakelijke conditie en veel meisjes in de
22 samenhangt met variabelen de kernvariabelen, is het belangrijk om te controleren voor
geslacht van het kind in de analyses. Verbanden uit de hoofdanalyses zouden anders vertekend worden door geslacht van het kind. Om na te gaan of geslacht van het kind meegenomen moest worden als controlevariabele, werd met behulp van t-toetsen voor onafhankelijke steekproeven gecontroleerd of ouders die met jongens naar het lab kwamen, gemiddeld verschillend scoorden op de kernvariabelen, dan ouders die met meisjes naar het lab kwamen (zie Tabel 4). Dit bleek niet zo te zijn. Geslacht van het kind werd daarom niet meegenomen als controlevariabele in de hoofdanalyses.
De drie condities met ouders verschilden gemiddeld niet van elkaar op de
voormetingmetingen van de kernvariabelen in de studie: ouderlijke competentiebeleving (F(2) = 0.31, p = .732), opvoedstress (F(2) = 0.34, p = .712), ouder-oorzakelijke attributies (F(2) = 1.89, p = .163), en kind-verantwoordelijke attributies (F(2) = 0.01, p = .994). De randomisatie leek ervoor gezorgd te hebben dat ouders en kinderen uit de twee experimentele condities en de controleconditie vergelijkbaar waren op de voormeting.
Verminderen van ouderlijke attributies. Een t-toets voor gepaarde steekproeven toonde aan dat ouders op de nameting een lagere mate van ouder-oorzakelijke attributies hadden (M = 2.31, SE = 0.07), dan op de voormeting (M = 2.44, SE = 0.08). Dit verschil, 0.13, 95% CI [0.02, 0.24], was significant t(49) = 2.46, p = .017 en representeerde een klein verschil, d = −0.24. Ouders hadden op de nameting geen lagere mate van
kind-verantwoordelijke attributies (M = 3.12, SE = 0.10), dan op de voormeting (M = 3.12, SE = 0.09). Het verschil, −0.01, 95% CI [−0.12, 0.10], was niet significant t(49) = −0.12, p = .903,
d = 0.01.
Met behulp van een MANOVA werd vervolgens getoetst of ouders in de experimentele groepen een daling lieten zien in ouder-oorzakelijke en kind-verantwoordelijke attributies. Er was geen significant effect van de conditie op de mate van ouder-oorzakelijke en
kind-23 verantwoordelijke ouderlijke attributies, V = 0.06, F(4,94) = 0.67, p = .617. Dit betekent dat ouders uit de ouder-oorzakelijke conditie niet verschilden in de mate van disfunctionele ouderlijke attributies op de nameting, in vergelijking met ouders uit de overige condities. Hetzelfde geldt voor kind-verantwoordelijke attributies. Ouders uit de kind-verantwoordelijke conditie verschilden niet in de mate van disfunctionele kind-verantwoordelijke attributies op de nameting, in vergelijking met ouders uit de overige condities. Het is dus niet gelukt om disfunctionele ouderlijke attributies te verminderen middels de manipulaties.
Effect van conditie op ouderlijke competentiebeleving
Ondanks dat het niet gelukt is om disfunctionele ouderlijke attributies te verminderen middels de manipulaties, werd onderzocht of ouders in de experimentele condities zich competenter voelden over de opvoeding dan ouders in de controleconditie. Daarnaast werd onderzocht of ouders in de ouder-oorzakelijke conditie zich competenter voelden over de opvoeding dan ouders uit de kind-verantwoordelijke conditie. Mogelijk heeft het experiment de ouderlijke competentiebeleving namelijk verhoogd via een ander mechanisme dan het verminderen van ouderlijke attributies.
Experimentele condities ten opzichte van controleconditie (Hypothese 1 en 2). Ouders in de twee experimentele condities voelden zich niet competenter over de opvoeding dan ouders in de controleconditie. In Tabel 5 is te zien dat 1.0% van de variantie in ouderlijke competentiebeleving werd verklaard door of ouders in een van de experimentele condities of in de controleconditie zaten. Deze verklaarde variantie was niet significant (F(2, 47) = .24, p = .791), wat betekent dat het model waarin conditie werd meegenomen de ouderlijke
competentie niet significant beter voorspelde, dan geen model.
Ouders in de ouder-oorzakelijke conditie leken hoger te scoren op ouderlijke competentiebeleving (M = 17.07) dan ouders in de controleconditie (M = 16.65), maar dit verschil was niet significant (p = .560). Ouders in de kind-verantwoordelijke conditie leken
24 juist lager te scoren op ouderlijke competentiebeleving (M = 16.60) dan ouders in de
controleconditie (M = 16.65), maar ook dit verschil was niet significant (p = .944). Dit betekent dat ouders, bij wie was geprobeerd ouderlijke attributies te verminderen, zich niet competenter voelden over de opvoeding dan ouders uit de controleconditie.
Experimentele condities ten opzichte van elkaar (Hypothese 3). Ouders in de ouder-oorzakelijke conditie voelden zich niet competenter over de opvoeding dan ouders in de controleconditie. In Tabel 5 is te zien dat 1.0% van de variantie in ouderlijke
competentiebeleving werd verklaard door of in de ouder-oorzakelijke conditie of in de kind-verantwoordelijke conditie zaten. De verklaarde variantie was niet significant (F(2, 47) = .24,
p = .791), wat betekent dat het model de ouderlijke competentie niet significant beter
voorspelde, dan geen model.
Ouders uit de ouder-oorzakelijke conditie, leken hoger te scoren op ouderlijke competentiebeleving (M = 17.07) dan ouders uit de kind-verantwoordelijke conditie (M = 16.60), maar dit verschil was niet significant (p = .542). Dit betekent dat ouders, bij wie was geprobeerd ouder-oorzakelijke attributies te verminderen, zich gemiddeld niet competenter voelden over de opvoeding dan ouders bij wie was geprobeerd de kind-verantwoordelijke attributies te verminderen.
Interactie-effect van opvoedstress (Hypothese 4)
Ouderlijke competentiebeleving en opvoedstress hingen negatief samen (r = −0.56, p < .01). Dit betekent dat ouders die een hogere mate van opvoedstress ervaren, zich gemiddeld minder competent voelen over de opvoeding. Er was echter geen sprake van een interactie-effect met conditie. Dit betekent dat opvoedstress ouderlijke competentiebeleving voorspelde, onafhankelijk van de conditie waarin ouders zaten.
In het eerste model van de multipele regressieanalyse werden conditie en opvoedstress als individuele voorspellers meegenomen (Tabel 6). Uit dit model bleek dat de scores op
25 opvoedstress en de conditie waarin ouders zaten, bijna een derde (33.2%) van de variantie in scores op ouderlijke competentiebeleving verklaarden. Opvoedstress bleek een significante voorspeller (p < .001), maar de conditie waarin ouders zaten niet (p = .713 voor ouder-oorzakelijke conditie en p = .530 voor ouder uit de kind-verantwoordelijke conditie). Dit betekent dat de mate waarin ouders opvoedstress ervaren voorspellend is voor de mate waarin ouders zich competent voelen over de opvoeding. Of ouders in een van de experimentele condities of in de controleconditie zaten was niet voorspellend voor de mate waarin ouders zich competent voelen over de opvoeding.
In het tweede model werden zowel scores op opvoedstress, de conditie waarin ouders zaten, als opvoedstress × conditie meegenomen. Dit tweede model verklaarde ruim een derde (34.3%) van de variantie in scores op ouderlijke competentiebeleving, maar voorspelde ouderlijke competentiebeleving niet significant beter dan het eerste model (p = .694). De interactie tussen opvoedstress en conditie voorspelde de ouderlijke competentiebeleving van ouders niet (p = .467 voor de ouder-oorzakelijke conditie en p = .901 voor de
kind-verantwoordelijke conditie). Dit betekent dat het ontbreken van een relatie tussen de conditie en ouderlijke competentiebeleving onafhankelijk was van de mate waarin ouders opvoedstress ervaarden.
Discussie
Het doel van de huidige studie was onderzoeken of afname in twee typen
disfunctionele ouderlijke attributies (verklaringen van ouders voor opstandig gedrag van hun kinderen) leidt tot toename in ouderlijke competentiebeleving. Dit werd onderzocht bij ouders met een verhoogde mate van disfunctionele ouderlijke attributies van opstandig gedrag van hun drie- tot zesjarige kinderen. Het versterken van de ouderlijke competentiebeleving is namelijk een belangrijk doel van preventie- en interventieprogramma’s die zich richten op het
26 verminderen van gedragsproblematiek bij kinderen (Deković et al., 2010; Jones & Prinz, 2005).
De manipulaties waren niet geslaagd: ouderlijke attributies waren in de experimentele condities niet verminderd ten opzichte van de controleconditie. Dit had tot gevolg dat ik de hypotheses, om de onderzoeksvraag te kunnen beantwoorden, in deze studie niet goed kon toetsen. De boodschap aan ouders dat kinderen soms moeilijk of opstandig gedrag laten zien, ongeacht wat ouders doen, zorgde niet voor een daling in ouder-oorzakelijke attributies. Daarnaast zorgde de boodschap aan dat kinderen moeilijk of opstandig gedrag laten zien, omdat zij hun emoties nog niet goed kunnen reguleren, niet voor een daling in kind-verantwoordelijke attributies.
De manipulaties: niet effectief in het verminderen van disfunctionele attributies Ouders lieten gemiddeld een daling zien in ouder-oorzakelijke attributies. Na de spelinteracties rapporteerden ouders dus gemiddeld minder dat zij zichzelf als oorzaak van opstandig gedrag van hun kinderen zagen, dan voor de taken. Deze daling was echter niet het gevolg van de manipulatie waarmee werd getracht de ouder-oorzakelijke attributies te
verminderen. Ouders uit de experimentele condities lieten gemiddeld niet minder ouder-oorzakelijk en kind-verantwoordelijke attributies zien dan ouders uit de controleconditie.
Een belangrijke vraag die voortkomt uit deze resultaten, is waarom het niet gelukt is de ouderlijke attributies te manipuleren. Literatuur suggereert dat ouderlijke attributies verminderd kunnen worden, wanneer aan een aantal voorwaarden wordt voldaan. Ouderlijke attributies zijn vatbaar voor nieuwe informatie, vooral wanneer deze informatie is toegespitst op specifieke karakteristieken van hun eigen kinderen (Snyder, Cramer, Afrank, & Patterson, 2005; Wilson, Gardner, Burton, & Leung, 2006). Hier sluit de procedure van deze studie bij aan door specifiek gedrag van kinderen en ouders te beschrijven tijdens het manipuleren van ouderlijke attributies. Verder wordt gekeken naar één individueel kind van de ouders
27 (Himelstein, Graham & Weiner, 1991) en wordt getracht de attributies te verminderen tijdens interacties tussen ouders en kinderen (Snyder et al., 2005; Wilson et al., 2006). Echter zijn er verschillende verklaringen waarom het manipuleren van ouderlijke attributies in de huidige studie niet is gelukt.
Allereerst voelden ouders zich misschien niet aangesproken door de manipulatie. We hebben in deze studie ouders geselecteerd met disfunctionele attributies, maar ouders waren hier niet van op de hoogte. Het is dus mogelijk dat ze zich niet bewust zijn van hun
disfunctionele attributies. Bewustzijn van cognities en de consequenties hiervan is echter een belangrijke voorwaarde voor het veranderen van cognities (Beck, 2011). Daarnaast was onze klinische indruk dat kinderen weinig tot geen opstandige gedragingen lieten zien tijdens de spelinteracties. De manipulatie, waarin werd gesproken over ‘opstandig gedrag van uw kind’ sluit hierdoor mogelijk niet aan bij wat ouders zelf zagen. Dat informatie aansluit op huidige cognities draagt echter bij aan het vormen van nieuwe cognities (Azar, Nix, & Makin-Byrd, 2005). We kunnen informatie namelijk pas verwerken als we het kunnen koppelen aan eerdere kennis. Mogelijk voelden ouders zich niet aangesproken door de manipulatie en was er om deze reden geen sprake van veranderingen van cognities.
Een tweede mogelijke verklaring is dat ouders te veel stress ervaarden om de informatie van de manipulatie op te slaan. Het terugkijken van beelden van de interactie tussen ouders en hun kind op het lab kan voor ouders confronterend en spannend zijn. Met name wanneer hier een onderzoeker naast zit, kan dit voor ouders een stressvolle situatie opleveren. Als ouders dit inderdaad als stressvol ervaarden, kunnen stresshormonen die hierdoor vrijkomen, het opslaan van informatie bemoeilijken (Schwabe, Joëls, Roozendaal, Wolf, & Oitzl, 2012). Dit kan ertoe hebben geleid dat de manipulatie, die direct na het vertonen van de beelden werd uitgevoerd, niet het gewenste effect heeft gehad.
28 Tenslotte zou het mogelijk kunnen zijn dat het langer duurt voordat ouderlijke
attributies verminderen. In meerdere studies die gedragingen en cognities probeerden te manipuleren, kwam een ‘sleeper effect’ naar voren (Husain, Browne, & Chalder, 2007; Mitchell, Broeren, Newall, & Hudson, 2013). Bij een sleeper effect is het effect van de manipulatie pas later zichtbaar. Informatie tijdens de interventie is niet overtuigend genoeg om cognities te veranderen, maar cognities veranderen pas wanneer relevante situaties zich voortdoen (Kumkale & Albarracín, 2004). Mogelijk verminderen ouderlijke attributies pas wanneer ouders de manipulatie op een later moment, bijvoorbeeld wanneer hun kind
opstandig is, internaliseren. Als hier sprake van zou zijn, kan het zijn dat de manipulaties wel degelijk effectief waren, maar dat ouders de informatie eerst moeten verwerken voor het effect zichtbaar wordt.
Daling in ouder-oorzakelijke attributies
Onafhankelijk van de manipulaties, lieten ouders een daling zien in ouder-oorzakelijke attributies. Hiervoor zijn meerdere verklaringen mogelijk.
Ten eerste heeft mogelijk het bekijken van de ouder-kind interactie, zoals gedaan is met de ouders uit alle condities, geleid tot een afname in ouderlijke attributies. We hebben tegen ouders gezegd dat we met alle ouders naar moeilijke situaties hebben gekeken, wat ouders mogelijk het gevoel heeft gegeven dat het normaal is dat hun kind zich niet ‘perfect’ gedroeg. Hierdoor betrekken ouders, ongeacht conditie, de schuld misschien minder op zichzelf, waardoor ouder-oorzakelijke attributies verminderden.
Ten tweede hebben ouders tijdens het bezoek aan het lab mogelijk sociaal wenselijker geantwoord over hun attributies (Bornstein et al., 2015). De vragenlijst van de voormeting vulden ouders thuis in en de vragenlijst van de nameting op het lab. Mogelijk voelden ouders zich op het lab minder comfortabel dan thuis, waardoor zij niet eerlijk durfden te antwoorden.
29 Ouders blijken namelijk eerlijker te antwoorden in een comfortabele omgeving (Krumpal, 2013).
Dat de manipulaties ouderlijke attributies niet hebben verminderd, betekent niet automatisch dat de manipulaties voor geen enkel groepsverschil hebben gezorgd. Het is in theorie mogelijk dat de manipulatie de ouderlijke competentiebeleving verhoogt via een ander mechanisme dan het verminderen van disfunctionele attributies. De oorspronkelijke
onderzoeksvragen zijn daarom toch getoetst, ondanks de mislukte manipulatie. Er was echter geen aanwijzing voor een groepsverschil: de ouders uit de experimentele condities voelden zich gemiddeld niet competenter over de opvoeding, dan ouders uit de controleconditie. Ook tussen de twee experimentele condities was er geen verschil: ouders uit de ouder-oorzakelijke conditie voelden zich gemiddeld niet competenter over de opvoeding, dan ouders uit de kind-verantwoordelijke conditie.
De rol van opvoedstress
Daarnaast werd onderzocht of het verminderen van disfunctionele ouderlijke attributies effectiever is voor het verhogen van ouderlijke competentiebeleving bij ouders met een lagere mate van opvoedstress. Ouders die meer opvoedstress ervaren, ervaarden gemiddeld minder ouderlijke competentie, wat in lijn is met eerdere studies (e.g. Bloomfield & Kendall, 2012; Raiks & Ross, 2005). Ouders die onzeker zijn over hun opvoedvaardigheden, zouden hierdoor de opvoeding als stressvoller kunnen ervaren dan ouders die wel zeker zijn over hun
opvoedvaardigheden (Jones & Prinz, 2005). Een andere mogelijkheid is dat ouders die de opvoeding als stressvol ervaren, hierdoor ook onzeker worden over hun opvoedvaardigheden.
Ouders die meer opvoedstress ervaarden, hadden meer ouder-oorzakelijke attributies. Deze ouders zagen dus vaker zichzelf als verklaring voor opstandig gedrag van hun kind. Ouders die zichzelf als de oorzaak zien, raken mogelijk overbelast door de opvoeding en voelen zich hopeloos, waardoor opvoedstress zou kunnen ontstaan (Solem, Christophersen &
30 Martinussen, 2011). Een andere mogelijkheid is dat ouders die de opvoeding als stressvol ervaren, ineffectieve coping stijlen ontwikkelen (Beckerman, Berkel, Mesman & Alink, 2017) en de oorzaak van de ervaren moeilijkheden bij zichzelf zoeken.
Het effect van de manipulatie op ouderlijke competentiebeleving was niet afhankelijk van de mate waarin ouders opvoedstress hadden. Dit wordt mogelijk verklaard doordat de condities niet van elkaar verschilden in ouder-oorzakelijke attributies op de nameting, zoals met de manipulaties wel werd geprobeerd te bereiken.
Evaluatie van de hypotheses
Met de huidige studie was het niet mogelijk de hypotheses goed te toetsen, omdat het niet gelukt was de ouderlijke attributies te manipuleren. De stand van zake is daarom
onveranderd dat de hypotheses op basis van theorie aannemelijk zijn, maar nog niet empirisch ondersteund worden.
Zo wordt bijvoorbeeld verwacht dat een daling in ouder-oorzakelijke attributies leidt tot een stijging in ouderlijke competentiebeleving. Wanneer ouders de oorzaak van opstandig gedrag van hun niet langer binnen zichzelf zoeken, verschuift de locus of control naar buiten de ouder (Campis et al., 1986). Mogelijk voelen ouders zich zelfverzekerder over de eigen opvoedvaardigheden, als zij niet langer het idee hebben dat zij zelf verkeerd handelen. Vervolgonderzoek zou moeten uitsluiten of deze en de overige verwachtingen, zoals dat een daling in kind-verantwoordelijk attributies leidt tot een stijging in ouderlijke
competentiebeleving, inderdaad kloppen. Sterke punten
In het complexe veld van onderzoek naar opvoedingsprocessen, waarin veel variabelen met elkaar samenhangen, zijn micro-experimenten waarin één specifieke
opvoedvariabele wordt gemanipuleerd, een nuttige manier om mogelijke causale relaties aan te tonen (Mouton & Roskam, 2015). Dit design is sterker dan een longitudinaal correlationeel
31 design om directe relaties aan te tonen, omdat het verstrijken van tijd niet per definitie
causaliteit indiceert (Avinun & Knafo, 2014). Micro-experimenten maken het makkelijker om kennis te vertalen in preventie en interventie, vanwege hun focus en theorie-gebaseerde benadering (Howe et al., 2010). Tot zover mijn kennis toereikend is, was dit de eerste studie die ouderlijke attributies van vaders en moeders trachtte te manipuleren.
Verder werd in de huidige studie getracht te onderzoeken voor welke ouders het verminderen van disfunctionele ouderlijke attributies effectiever was in het verhogen van ouderlijke competentiebeleving: ouders die meer opvoedstress ervaren of ouders die minder opvoedstress ervaren. Het meenemen van potentieel modererende variabelen heeft veel voordelen (MacKinnon, 2011). Zo verschaft het bijvoorbeeld belangrijk informatie over de generaliseerbaarheid van effecten, omdat wordt onderzocht of de manipulatie vergelijkbare effecten heeft voor verschillende groepen ouders.
Beperkingen en aanbevelingen voor vervolgonderzoek
Naast een aantal sterke punten had de huidige studie verschillende beperkingen, die in acht genomen moeten worden bij de interpretatie van de resultaten. Ten eerste was de
steekproef klein. Dit had als gevolg dat de statistische power ondermaats was (< .80) was voor het vinden van klein (power .17) of middelgroot effect (power .77) (Field, 2013). Mogelijk zijn hierdoor effecten die in werkelijkheid wel bestaan, niet aangetoond met de huidige studie. Aangezien geen eerdere studies die ouderlijke attributies van vaders en moeders probeerden te manipuleren bekend zijn, was het lastig te bepalen welke
effectgroottes verwacht werden. In een studie die onderzocht of de interventie Stepping Stones
Tripple-P ouderlijke attributies kon verminderen bij ouders met kinderen met een
autisme-spectrumstoornis, werd een medium effectgrootte (η2 = .18) gevonden voor
kind-verantwoordelijke attributies, maar geen significant effect voor ouder-oorzakelijke attributies (Whittingham, Sofronoff, Sheffield, & Sanders, 2009). Omdat onduidelijk is welke
32 effectgrootte verwacht kan worden is het voor vervolgonderzoek van belang de
steekproefomvang te bepalen voor een adequate power om ook kleine en medium effecten te kunnen detecteren.
Ten tweede zijn de huidige resultaten gebaseerd op zelf-rapportages. Zelfrapportages van ouders over opvoeding zijn mogelijk onderhevig aan bias. Ouders zijn namelijk geneigd sociaal wenselijk te antwoorden, vooral als het gaat om negatieve attituden en gedragingen, bijvoorbeeld uit schaamte (Bornstein et al., 2015). Dit heeft gevolgen voor de sensitiviteit van meetinstrumenten en dus voor de interne validiteit. De sensitiviteit van een instrument is de mate waarin een instrument personen die het beoogt te identificeren, inderdaad correct
identificeert (Lalkhen & McCluskey, 2008). Als een instrument dus ouders met disfunctionele ouderlijke attributies probeert te identificeren en ouders antwoorden sociaal wenselijk, dan worden zij onterecht niet geïdentificeerd en gaat de interne validiteit omlaag.
Deze beperking is in de huidige studie deels genuanceerd, door de voormeting bij ouders thuis te laten plaatsvinden, door ouders alleen te laten bij het invullen van de nameting en door nadrukkelijk te vermelden dat alle gegevens anoniem zouden worden verwerkt en tevens alleen gebruikt zouden worden voor huidig onderzoek. In vervolgonderzoek zouden ook de nametingen bij ouders thuis kunnen plaatsvinden. Ook wanneer ouders de
mogelijkheid hebben om antwoorden te herzien, zou dit waarschijnlijk leiden tot lagere mate van sociaal wenselijk antwoorden (Bornstein et al., 2015). Daarnaast zou vervolgonderzoek gebruik kunnen maken van meerdere meetinstrumenten, zoals de Five Minute Sample Speech, voor het meten van ouderlijke attributies om bias van zelfrapportage tegen te gaan.
Ten derde bestond de steekproef voornamelijk uit hoogopgeleide ouders (86.0%), terwijl van de Nederlandse bevolking slechts 31.0% hoogopgeleid is (Centraal Bureau voor de Statistiek [CBS], 2018). Vervolgonderzoek zou zich moeten richten op meer diverse populaties, zoals ouders met een lager opleidingsniveau. Mogelijk hebben ouders een lager
33 opleidingsniveau meer moeite om de kennis die wordt overgedragen tijdens de manipulatie te begrijpen. Bij het manipuleren van ouderlijke attributies zou hier rekening mee gehouden moeten worden, door bijvoorbeeld heel concrete voorbeelden te geven.
Interventieonderzoek zou zich moeten richten op hoe ouder-oorzakelijke attributies effectief kunnen worden gemanipuleerd. Daarnaast is het mogelijk dat het verminderen van ouderlijke attributies pas zorgt voor een stijging van de ouderlijke competentiebeleving, wanneer ouders bewust zijn van gedragsveranderingen van hun kinderen (Sandler, Schoenfelder, Wolchik, & MacKinnon, 2011). Zo zouden ouders zich mogelijk pas competenter voelen over opvoeding, wanneer zij verbeteringen over de opvoeding of in gedragingen van het kind waarnemen. Daarom wordt aanbevolen tevens een follow-up meting te doen.
Aanbevelingen voor de praktijk
De beschrijvende resultaten van deze studie laten zien dat een hogere mate van ouder-oorzakelijke attributies samenhangt met een lagere mate van ouderlijke competentiebeleving. Kind-verantwoordelijke attributies waren niet gerelateerd aan de ouderlijke
competentiebeleving. Interventies die trachten de ouderlijke competentiebeleving te verhogen, hebben daarom mogelijk de meeste kans van slagen als ze zich richten op ouder-oorzakelijke attributies. Het is daarbij van belang dat professionals zich realiseren dat een eenmalige kennisoverdracht, zoals gedaan in deze studie, niet voldoende is om ouderlijke attributies te verminderen.
Conclusie
Ouder-oorzakelijke attributies van ouders over opstandig gedrag van jonge kinderen, bleken niet verminderd te worden door ouders de boodschap te geven dat kinderen soms opstandig gedrag laten zien, ongeacht wat ouders doen. Hetzelfde gold voor
34 de boodschap te geven dat kinderen soms opstandig gedrag laten zien omdat zij hun emoties nog niet goed kunnen reguleren, zoals werd geprobeerd met de manipulaties in de huidige studie. Wat de effecten zijn van het verminderen van disfunctionele ouderlijke attributies op ouderlijke competentiebeleving en welke rol opvoedstress daarbij speelt, kon daarom niet goed worden getoetst. Vervolgonderzoek geeft hopelijk meer inzicht in hoe disfunctionele ouderlijke attributies op een effectieve manier verminderd kunnen worden.
35 Referentielijst
Abidin, R. R. (1990). The parenting stress index short form. Charlottesville, VA: Pediatric Psychology Press.
Abramson, L. Y., Seligman, M. E., & Teasdale, J. D. (1978). Learned helplessness in humans: Critique and reformulation. Journal of Abnormal Psychology, 87, 49−74.
doi:10.1037/0021-843X.87.1.49
Ardelt, M., & Eccles, J. S. (2001). Effects of mothers' parental efficacy beliefs and promotive parenting strategies on inner-city youth. Journal of Family issues, 22, 944−972. doi:10.1177/019251301022008001
Avinun, R., & Knafo, A. (2014). Parenting as a reaction evoked by children’s genotype: A meta-analysis of children-as-twins studies. Personality and Social Psychology Review,
18, 87−102. doi:10.1177/1088868313498308
Azar, S. T., Nix, R. L., & Makin-Byrd, K. N. (2005). Parenting schemas and the process of change. Journal of Marital and Family Therapy, 31, 45−58.
doi:10.1111/j.17520606.2005.tb01542.x
Baden, A. D., & Howe, G. W. (1992). Mothers' attributions and expectancies regarding their conduct-disordered children. Journal of Abnormal Child Psychology, 20, 467−485. doi:10.1007/BF00916810
Bandura, A. (1977). Self-efficacy: Toward a unifying theory of behavioral change.
Psychological Review, 84, 191−215. doi:10.1037/0033-295X.84.2.191
Bandura, A. (1989). Regulation of cognitive processes through perceived self-efficacy.
Developmental Psychology, 25, 729–735. doi:10.1037/0012-1649.25.5.729
Beck, J. S. (2011). Cognitive behavior therapy: Basics and beyond. New York, NY: Guilford Press.
36 Beckerman, M., Berkel, S. R., Mesman, J., & Alink, L. R. (2017). The role of negative
parental attributions in the associations between daily stressors, maltreatment history, and harsh and abusive discipline. Child Abuse & Neglect, 64, 109–116.
doi:10.1016/j.chiabu.2016.12.015
Bloomfield, L., & Kendall, S. (2012). Parenting self-efficacy, parenting stress and child behaviour before and after a parenting programme. Primary Health Care Research &
Development, 13, 364–372. doi:10.1017/S1463423612000060
Bornstein, M. H., & Lansford, J. E. (2009). Parenting. In M. H. Bornstein (Ed.), Handbook of
cross-cultural developmental science (pp. 259–277). New York, NY: Taylor &
Francis.
Bornstein, M. H., Putnick, D. L., Lansford, J. E., Pastorelli, C., Skinner, A. T., Sorbring, E., ... & Al‐Hassan, S. M. (2015). Mother and father socially desirable responding in nine countries: Two kinds of agreement and relations to parenting self‐reports.
International Journal of Psychology, 50, 174–185. doi:10.1002/ijop.12084
Brody, G. H., Arias, I., & Fincham, F. D. (1996). Linking marital and child attributions to family processes and parent–child relationships. Journal of Family Psychology, 10, 408–421. doi:10.1037/0893-3200.10.4.408
Bugental, D. B., & Johnston, C. (2000). Parental and child cognitions in the context of the family. Annual Review of Psychology, 51, 315–344.
doi:10.1146/annurev.psych.51.1.315
Campis, L. K., Lyman, R. D., & Prentice-Dunn, S. (1986). The parental locus of control scale: Development and validation. Journal of Clinical Child Psychology, 15, 260-267. Centraal Bureau voor de Statistiek. (2018). Opleidingsniveau van de bevolking. Geraadpleegd
van https://www.onderwijsincijfers.nl/kengetallen/internationaal/opleidingsniveau-bevolking
37 Cohen, J. (1992). A power primer. Psychological Bulletin, 112, 155–159. doi:10.1037/0033
2909.112.1.155
Colalillo, S., & Johnston, C. (2016). Parenting cognition and affective outcomes following parent management training: A systematic review. Clinical Child and Family
Psychology Review, 19, 216–235. doi:10.1007/s10567-016-0208-z
Coleman, P. K., & Karraker, K. H. (2003). Maternal self-efficacy beliefs, competence in parenting, and toddlers' behavior and developmental status. Infant Mental Health
Journal, 24, 126–148. doi:10.1002/imhj.10048
Copeland, W. E., Shanahan, L., Costello, E. J., & Angold, A. (2009). Childhood and adolescent psychiatric disorders as predictors of young adult disorders. Archives of
General Psychiatry, 66, 764–772. doi:10.1001/archgenpsychiatry.2009.85
Cramer, A. (2016). De gereedschapskist: Confirmatief versus exploratief toetsen. De
Psycholoog: Maandblad van het Nederlands Instituut van Psychologen, 51, 41–41.
Geraadpleegd van https://www.tijdschriftdepsycholoog.nl/confirmatief-versus exploratief-toetsen/
Dalal, D. K., & Zickar, M. J. (2012). Some common myths about centering predictor
variables in moderated multiple regression and polynomial regression. Organizational
Research Methods, 15, 339–362. doi:10.1177/1094428111430540
Deater‐Deckard, K. (1998). Parenting stress and child adjustment: Some old hypotheses and new questions. Clinical Psychology: Science and Practice, 5, 314–332.
doi:10.1111/j.1468-2850.1998.tb00152.x
Deković, M., Asscher, J. J., Hermanns, J., Reitz, E., Prinzie, P., & Van Den Akker, A. L. (2010). Tracing changes in families who participated in the home-start parenting program: Parental sense of competence as mechanism of change. Prevention Science,
