Is het ouderschap eerlijk verdeeld in de huidige samenleving?
Een studie naar emoties en gedragsintenties bij het bedreigen van de verzorgende rol van de man.
Karlijn M. Govaarts Universiteit van Amsterdam
Vak: Masterthese Sociale Psychologie Student nummer: 10667318
Begeleider: Astrid Jehle
Abstract
In deze studie werd onderzocht of vaders van kinderen t/m de 18 jaar na een bedreiging in hun rol als verzorger schuldgevoelens ervoeren en daarbij de neiging hadden om compenserende gedragsintenties te tonen. De bedreiging werd tot stand gebracht door de beschikbaarheidsheuristiek. In de controleconditie gaven de deelnemers vier, en in de experimentele conditie 12 voorbeelden van goed ouderschap. Vervolgens werd gevraagd naar de emoties van de deelnemer en werd op twee manieren compenserend gedrag gemeten. Uit de resultaten bleek dat de vaders in de experimentele conditie significant hoger scoorden op de schuldschaal dan de controle conditie. Er was geen verschil in compenserende gedragsintenties tussen beide condities. Uit de resultaten is een enkel een minimaal effect van schuld gevonden. Om deze reden kan geconcludeerd worden dat door deze studie niet veel innovatieve kennis is opgedaan omtrent de verzorgende rol van de man.
Is het ouderschap eerlijk verdeeld in de huidige samenleving?
Lange tijd hebben mannen en vrouwen zich gedragen naar het stereotype beeld waarin de vrouw traditionele feminiene taken op zich neemt, en de man traditionele masculiene taken (Vogel, Wester, Heesacker & Madon, 2003). Doordat mannen en vrouwen zich gedragen naar deze stereotypering is er een sociale rol ontstaan waarbij de vrouw voor de kinderen zorgt, en de man de kostwinner is (Vogel et al., 2003). Omdat de vrouw hierdoor beperkt de tijd heeft om carrière te maken (Croft, Schmader & Block, 2015) is er veel aandacht uitgegaan naar de keuzemogelijkheid voor de vrouw op het betreden van de arbeidsmarkt, zodat zowel mannen als vrouwen een gelijke kans krijgen om carrière te maken. Hierdoor is de positie van vrouwen verbeterd om zich te mengen in traditioneel door mannen gedomineerde rollen (Croft et al., 2015). Een voorbeeld hiervan is dat vrouwen van de huidige generatie goed geschoold zijn en een betaalde baan van hoge waarde schatten (Castles, 2003).
Vrouwen nemen dus steeds meer traditioneel door mannen gedomineerde rollen in. Andersom is het echter niet zo dat mannen ook meer traditioneel door vrouwen gedomineerde rollen vervullen (Croft et al., 2015). Dat de man de rol als kostwinner al vervuld is hier geen oorzaak van, want zoals te zien is aan de minder traditionele vrouw die werkt en de zorgtaken vervuld, kunnen deze twee rollen naast elkaar bestaan (Pew Research Center, 2013). Een oorzaak is bijvoorbeeld een tekort aan rolmodellen (Croft et al.,). Mensen gedragen zich naar het gedrag van een ander die een mogelijke representatie kan zijn van hen zelf, ook wel een rolmodel (Markus & Nurius, 1986). Doordat er weinig voorbeelden zijn van mannen die de zorgtaak succesvol uitvoeren is het mogelijk dat mannen niet worden aangespoord om aan dit beeld te voldoen (Croft et al., 2015). Een andere oorzaak is het statusverschil in beide domeinen. Mensen willen graag een hoge status behalen en de vrouw krijgt meer status door een leidinggevende rol dan de man door het oppassen op een kind (Conway, Pizzamiglio & Mount, 1996). Wat ook een oorzaak is, is het ontbreken van het gevoel van verantwoordelijkheid bij de man omdat het zorgen voor de familie wordt gezien als de verantwoordelijkheid van de vrouw (Allen & Hawkins, 1999). Dit kan vervolgens resulteren in een beperking die opgelegd wordt door de vrouw aan de man omdat de vrouw haar taak niet af wilt geven. Dit uit zich in het denken dat de man niet competent genoeg is om deze zorg op zich te nemen, ook wel maternal gatekeeping genoemd (Allen & Hawkins, 1999). Deze oorzaak komt door een sociaal psychologische barrière die gecreëerd is door gender stereotypes (Croft et al., 2015).
Omdat de vrouw wel sterk de verantwoordelijkheid voelt over het vervullen van de verzorgende rol, voelt de vrouw spanningen als ze hier niet aan kan voldoen (Duxbury & Higgins, 1991). De vrouw ervaart deze
spanningen bijvoorbeeld als ze fulltime werkt en daardoor de verzorgende rol in gedrang komt, dit wordt ook wel het work-family conflict genoemd (Duxbury & Higgins, 1991). Het resultaat van dit conflict voor de vrouw zijn schuldgevoelens (Martinez, Carrasco, Aza, Blanco & Espinar, 2011). Twee belangrijk redenen waarom de vrouw zich schuldig voelt is het verantwoordelijkheidsgevoel en de persoonlijke betrokkenheid bij het gezin (Martinez et al., 2011). Wanneer mensen zich schuldig voelen worden ze aangespoord om actie te ondernemen die het schuldgevoel wegneemt (Niedenthal, Krauth-Gruber & Ric, 2006). Schuldgevoelens zetten daarom aan tot compenserend gedrag tegenover de persoon waartoe schade is aangebracht, om op deze manier de band te herstellen (Ketelaar & Au, 2003). Bij vrouwen die zich schuldig voelen over het verwaarlozen van de zorgrol, is daarom een mogelijke manier om hiermee om te gaan om te compenseren in zorgtaken (Martinez et al., 2011).
Waar voor vrouwen het work-family conflict ontstaat als de verzorgende rol bedreigd wordt, ontstaat dit conflict voor de man als zijn rol als kostwinner bedreigd wordt (Duxbury & Higgins, 1991). Echter zijn er aanwijzingen dat net als bij de vrouw, ook de man spanningen ervaart als zijn rol als verzorger wordt bedreigd (Martinez et al., 2011). In een eerdere studie is namelijk aangetoond dat niet alleen vrouwen, maar ook mannen schuldgevoelens ervaren als hun rol als verzorger wordt bedreigd (Martinez et al., 2011). Dit zou kunnen komen doordat de traditionele rol van de man als kostwinner steeds meer aan het verschuiven is. Uit het onderzoek van Williams (2008) blijkt dat vaders tegenwoordig meer betrokken zijn bij het familie proces waarbij ze een actieve rol hebben in het leven van de kinderen.
Het is interessant om naar dit fenomeen onderzoek te doen omdat dit zou betekenen dat de verzorgende rol steeds meer een gedeelde taak van de vrouw en de man samen wordt. Hierdoor ontstaat er meer gender gelijkheid binnen de verzorging voor de kinderen waardoor zowel de vrouw als de man steeds meer twee rollen komen te vervullen (Croft et al., 2015). Het vervullen van de verzorgende rol van de vader is belangrijk omdat een betrokken vader een positieve invloed heeft op het mentale welzijn van het hele gezin (Twamley, Brunton, Sutcliffe, Hinds & Thomas, 2013). De vrouw ervaart stress bij het vervullen van zowel de werk als de zorgtaak als de vrouw geen bijval krijgt van de man in het vervullen van zorgtaken (Shipley & Coats, 1992). Door gedeelde rollen is de vrouw gelukkiger in het huwelijk en flexibeler om doelen binnen de werksferen te behalen (Croft et el., 2015). Ook levert het een betere gezondheid en algemeen welzijn op voor de man zelf (Croft et al., 2013). Daarnaast is gebleken dat door een betrokken vader er minder problemen bij het kind ontstaan in de adolescentie (Carlson, 2006). Omdat de verdeling van de twee rollen een hoge maatschappelijke relevantie heeft is het interessant om te onderzoeken of de man in de huidige samenleving een conflict ervaart als zijn rol als verzorger wordt bedreigd en of er dan, net als bij de vrouw, schuldgevoelens ontstaan. Dit zou namelijk een
aanwijzing kunnen zijn dat de man in de huidige samenleving zich verantwoordelijk voelt voor zorgtaken waardoor ook de man twee rollen komt te vervullen. Dit fenomeen is nog niet eerder onderzocht in een
experimentele studie. Naast het onderzoek naar welke emoties ontstaan is het ook interessant om te onderzoeken welke gedragsintenties dit tot gevolg heeft en of de schuldgevoelens de man aanzet tot het compenseren in zorgtaken. Hier is nog geen eerder onderzoek naar gedaan. Om dit gat in de literatuur te dichten wordt in dit onderzoek onderzocht welke emotie er ontstaat bij de man als hij bedreigd wordt in zijn rol als verzorger, en welke gedragsintentie dit tot gevolg heeft.
Zoals eerder aangegeven ervaart de man een conflict als zijn rol als kostwinner bedreigd wordt (Duxbury & Higgins, 1991). Het is echter zo dat de man meer betrokken en actiever is binnen het gezinsleven (Williams, 2008). Daarom wordt verwacht dat de man zich naast bedreiging in zijn rol als kostwinner, ook bedreigd kan voelen in zijn rol als verzorger. Er is dan ook gebleken dat de man schuldgevoelens kan ervaren als zijn rol als verzorger wordt bedreigd (Martinez et al., 2011). Om deze reden wordt in dit onderzoek verwacht dat het in de huidige maatschappij ook bij de mannen, net als bij de vrouwen, tot een conflict kan leiden als er niet voldaan kan worden aan de verzorgende rol, wat zich uit in schuldgevoelens. Mensen die schuldgevoelens ervaren worden aangezet tot actie (Niedenthal, 2006). Deze actie is vaak in de vorm van compenserend gedrag tegen over de persoon waardoor de schuldgevoelens zijn ontstaan om zo de band weer te verbeteren (Kettelaar & Au, 2003). Daarom wordt verwacht dat als de man in zijn rol als verzorger wordt bedreigd, hij meer
compenserend gedrag in zorgtaken vertoond, wat wordt veroorzaakt door de emotie schuld. De focus van dit onderzoek ligt op vaders. Omdat het onderzoek is gebaseerd op dit mechanisme werkzaam bij moeders, worden er ook een aantal moeders meegenomen in het onderzoek om te kunnen vergelijken met deze groep. De volgende hypotheses zijn opgesteld.
Hypotheses:
• Door een man te bedreigen in zijn rol als verzorger zal hij (impliciet en expliciet) meer compenserende gedragsintenties in zorgtaken vertonen dan wanneer hij niet bedreigd wordt.
• Door een man te bedreigen in zijn rol als verzorger voelt hij zich schuldiger dan wanneer hij niet bedreigd wordt.
• Dat een man (impliciet en expliciet) compenserende gedragsintenties in zorgtaken vertoond omdat hij zich bedreigd voelt, wordt veroorzaakt door schuld.
• Dit mechanisme werkzaam voor de man werkt hetzelfde bij de vrouw waardoor de vrouw na bedreiging in haar rol als verzorger zich schuldig voelt, en meer compenserende gedragsintenties vertoond dan wanneer de vrouw niet bedreigd wordt.
De bedreiging in de rol als verzorger wordt in het onderzoek veroorzaakt door de
beschikbaarheidsheuristiek. Vervolgens worden de emoties van de deelnemers gemeten en volgt er een impliciet een expliciete gedragsmaat die compenserend gedrag meten. De verwachting is dat de deelnemer door de beschikbaarheidsheuristiek wordt bedreigd in zijn/haar rol als verzorger. Er wordt verwacht dat de deelnemer door deze bedreiging hoog scoort op de schuldschaal. Om de schuld weg te nemen wordt er verwacht dat de deelnemer compenseert in zorgtaken waardoor de deelnemer hoog in voordeel van het kind scoort op de impliciete en expliciete gedragsmaat.
Methode Deelnemers
De deelnemers waren van het mannelijke en vrouwelijke geslacht en waren Nederlands of Engels sprekend. De deelnemers hadden een hetero relatie en waren ouder van één of meerdere kinderen tot en met de 18 jaar. Om een hoge power van het effect te bewerkstelligen werd voor de vaders door een g-power analyse berekend dat elke conditie ongeveer 55 deelnemers moest bevatten. Omdat het onderzoek hoofdzakelijk op mannen werd gericht maar er ook enkele vrouwen werden meegenomen, bevatte het onderzoek ongeveer 20 moeders per conditie. Er werden twee bonnen van 25 euro onder de deelnemers verloot.
Materialen
Het onderzoek vond plaats door middel van een vragenlijst die geprogrammeerd was in Qualtrics. Emoties werden gemeten door items uit de Panas-X (Positive and Negative Affect Schedule). Dit is een van de schalen die het meest wordt gebruikt om emoties te meten en heeft een hoge betrouwbaarheid (Watson & Clark, 1988). Deze schaal werd gescoord van één nauwelijks/helemaal niet tot vijf volledig of in sterke mate. Van de Panas werd de schuldschaal gebruikt die zes schuld en schuld gerelateerde emoties bevatte. Naast deze emoties van de schuldschaal werden nog vier overige emoties van de Panas gevraagd. Een voorbeeldvraag was: ‘Ik voel me boos’. De Panas meet specifieke en sterk aanwezige emoties. Daarom werden er naast items van de Panas, twee items van de Spane (Scale of Positive and Negative Experience) toegevoegd zodat er ook minder hevige en meer een algemeen gevoel gemeten werd. Een voorbeeld is: “Ik voel me positief”. Ook deze schaal werd beantwoord door middel van een 5 punts likert schaal van één nauwelijks/helemaal niet tot vijf volledig of in sterke mate (Diener et al., 2010).
De onafhankelijke variabele bedreiging werd gemanipuleerd door de beschikbaarheidsheuristiek. Deze heuristiek houdt in dat mensen beoordelen naar hoe beschikbaar iets is in het geheugen (Schwarz et al., 1991). In eerder onderzoek is gebleken dat door het gebruik van deze heuristiek, de deelnemers een misconceptie over zichzelf kregen (Schwarz et al., 1991). Hieruit bleek dat als mensen 12 voorbeelden moesten invullen in een tekstvak van keren dat ze zich assertief gedroegen, ze zichzelf significant minder assertief vonden dan wanneer mensen zes voorbeelden moesten geven. Doordat het bedenken van 12 voorbeelden een lastige opgave was, dachten de deelnemers dat ze dan wel niet zo assertief zouden zijn (Schwarz et al., 1991). In het huidige onderzoek moeten de deelnemers in de experimentele conditie 12 voorbeelden invullen in een tekstvak van keren dat ze een goede ouder waren. Zoals is gebleken uit eerder onderzoek zijn er zes voorbeelden nodig om
geen effect te bereiken in de controle conditie (Schwarz et al., 1991). Omdat hieruit blijkt dat van één t/m zes voorbeelden het zelfde effect ontstaat werd in dit onderzoek ervoor gekozen dat deelnemers in de
controleconditie vier voorbeelden moesten geven van keren dat ze een goede ouder waren. Het doel hiervan was dat deelnemers in de experimentele conditie moeite hadden met het aantal voorbeelden en hierdoor zichzelf beoordeelden als een minder goede ouder dan de deelnemers in de controleconditie waar maar vier voorbeelden gegeven werden. Om te meten of deze manipulatie zijn beoogde resultaat had bereikt werd er een
manipulatiecheck uitgevoerd. Er werd in de vragenlijst de vraag: ‘Ik ben een goede ouder’ opgenomen om te onderzoeken of de deelnemer zich bedreigd voelde in het ouderschap en dus het idee had dat de persoon geen goede ouder was. Als extra manipulatiecheck werd gevraagd : ‘Ik vind het belangrijk om een goede ouder te zijn’. Dit werd gevraagd om te checken of de deelnemer de ouderrol zag als zijn of haar rol en het hierdoor bijvoorbeeld niet afschoof op de partner. De manipulatiechecks werden beantwoord op een Likertschaal van één helemaal mee oneens tot zeven helemaal mee eens.
De afhankelijke variabele compenserende gedragsintenties werd gemeten door een impliciete en een expliciete gedragsmaat. Bij de expliciete gedragsintentie werd gevraagd aan de deelnemer om zes verschillende activiteiten met kinderen te ranken op hoe groot de deelnemer vermoedde de activiteit op korte termijn uit te voeren waarbij één was zeker wel en vijf was zeker niet. Een voorbeeld van een dergelijke activiteit is: ‘Ik ga erop uit met mijn kind (museum, dierentuin)’. Op deze manier werd expliciet onderzocht of er de experimentele conditie significant meer vermoedde om een activiteit te gaan ondernemen om zo te compenseren voor een dergelijk schuldgevoel. De impliciete gedragsintentie hield in dat aan de deelnemer werd verteld dat de
deelnemer een cadeaubon van een webwinkel kon winnen ter waarde van 25 euro. Vervolgens werd er gevraagd aan de deelnemer uit welke categorie de deelnemer de cadeaubon wilde ontvangen. Hierbij kon de deelnemer kiezen uit verschillende categorieën waaronder vier kinderwebwinkelbonnen en vier overige categorieën (koken, kantoorartikelen, management en bloemen). Aan de deelnemer werd gevraagd om de acht categorieën in een volgorde te slepen van één t/m acht waarbij één sterke voorkeur was en acht de minst sterke voorkeur. Op deze manier werd impliciet onderzocht of er in de experimentele conditie significant vaker werd gekozen voor de categorie kinderen om op deze manier te compenseren voor een dergelijk schuldgevoel.
Procedure
Een gedeelte van de deelnemers werd direct benaderd en werd gevraagd om hun emailadres waar de link van het onderzoek naartoe werd gestuurd. Een ander gedeelte van de deelnemers werd benaderd tijdens een
zwemles in het zwembad. Hierbij vulde de deelnemer de vragenlijst in op papier. Hierbij werd willekeurig bepaald welke deelnemer in welke conditie kwam en dus welke vragenlijst de deelnemer kreeg. De vragenlijsten werden na de zwemles opgehaald door de proefleider. In de experimentele conditie werd aan de deelnemer gevraagd om 12 voorbeelden te noteren van keren dat de deelnemer een goede ouder was, in de controle conditie werd om vier voorbeelden gevraagd. Vervolgens gaf de deelnemer van verschillende emoties aan in hoeverre de deelnemer zich op dat moment voelde. Hierna volgde de manipulatie checks, gevolgd door de expliciete meting van de gedragsintentie waarbij werd gevraagd om van verschillende activiteiten aan te geven in hoeverre de deelnemer verwachtte de activiteit op korte termijn uit te voeren. Daarna volgde de impliciete meting waarbij de deelnemer de voorkeur uit moest spreken voor de cadeaubon voor de webwinkels. Aan het eind van de
vragenlijst werd de deelnemer gebrieft waarbij werd gemeld dat het onderzoek ging over ouders en
ouderschapscompetenties. De deelnemer werd bedankt en gevraagd om het emailadres achter te laten als de deelnemer in aanmerking wilde komen voor de cadeaubon.
Resultaten
Dit onderzoek had 152 deelnemers. Om het beoogde effect van de manipulatie te verzekeren zijn de deelnemers die het aantal voorbeelden niet volledig hebben ingevuld uitgesloten van het onderzoek, dit waren 20 deelnemers. In totaal zijn er 132 deelnemers meegenomen in de analyse, waarvan 94 man en 38 vrouw waarvan 76,5 % hoog opgeleid was. Uit een power analyse met dit aantal deelnemers bleek dit voor de mannen een power te zijn van 0.92 voor de vrouwen 0.60, en het totaal 0.97. De deelnemers waren random verdeeld over de controle en de experimentele conditie. Bij de vrouwen zaten er 18 vrouwen in de controle conditie en 20 vrouwen in de experimentele conditie. Bij de mannen zaten er 49 mannen in de controle conditie en 45 mannen in de experimentele conditie. Alle deelnemers die mee zijn genomen hebben de voorbeelden die ze moesten geven op een serieuze manier ingevuld.
Manipulatie checks
Er is een Factoriele Anova gedaan om de manipulatiecheck ‘ik ben een goede ouder’ te meten. Hierbij werd onderzocht of de deelnemers in de experimentele conditie zich als minder goede ouder beoordeelden dan deelnemers in de controle conditie, en of dit verschilde per geslacht. Aan de assumptie van gelijke varianties werd voldaan F(3,128)=0.13, p=0.942. Er was geen effect van de score op de vraag tussen de controle (M=5.85, SD=1.16) en de experimentele conditie (M=5.85, SD=0.96) F(1,128)=0.01, p=0.939. Er was geen effect tussen mannen (M=5.84, SD=1.03) en vrouwen (M=5.87, SD=1.14) in de score op de vraag, F(1,128)=0.02, p=0.896. Er was dus ook geen interactie effect F(1,128)=0.06, p=0.806. Dit betekent dat zowel de mannen als de vrouwen zichzelf dezelfde beoordeling gaven betreft het ouderschap in beide condities. Dit komt niet overeen met de verwachting.
Er is een Factoriele Anova gedaan om de manipulatiecheck ‘ik vind het belangrijk om een goede ouder te zijn’ te meten. Dit werd gedaan om te onderzoeken of de deelnemers het ouderschap wel zagen als zijn/haar rol en of dit verschilde per geslacht en per conditie. Aan de assumptie van gelijke varianties werd voldaan F(3,128)=0.16, p=0.925. Er was geen effect van de score op de vraag tussen de controle (M=6.04, SD=1.147) en de experimentele conditie (M=6.18, SD=0.768) F(1,128)=0.55, p=0.460. Er was geen effect van score op de vraag tussen mannen (M=6.11, SD=0.956) en vrouwen (M=6.13, SD=1.044), F(1,128)=0.01, p=0.923. Er was dus geen interactie effect F(1,128)=0.00, p=0.984. Dit betekent dat zowel de mannen als de vrouwen in beide condities het belangrijk vinden om een goede ouder te zijn.
De manipulatie check hoeveel voorbeelden ze eerder moesten invullen hadden 10 deelnemers verkeerd beantwoord. Deze mensen zijn echter niet uit het onderzoek verwijderd omdat er is gekeken naar hoe serieus de voorbeelden waren ingevuld. Bij alle 10 deze deelnemers zijn de voorbeelden naar alle volledigheid ingevuld met realistische voorbeelden. Omdat hieruit blijkt dat het onderzoek serieus is genomen werden deze
proefpersonen niet uitgesloten uit het onderzoek.
Emoties
Er is een Factoriele Anova uitgevoerd om te onderzoeken of er een verschil tussen de experimentele en de controle conditie was op de score van de schuldschaal, en of dit verschilde per geslacht. Hierbij waren conditie en geslacht de onafhankelijke variabelen en de schuldschaal de afhankelijke variabele. Uit de Levene’s test bleek dat de assumptie van gelijke varianties is geschonden F(3,128)=5.08, p=0.002 dus de output moet voorzichtig geïnterpreteerd worden. Er was geen significant effect van de deelnemers op de schuldschaal tussen de controle (M=1.28, SD=0.47) en de experimentele conditie (M=1.40, SD=0.55) F(1,128)=0.53, p=0.468. Er was wel een significant effect tussen mannen (M=1.40, SD=0.57) en vrouwen (M=1.16, SD=0.26) in de score op de schuldschaal, F(1,128)=6.451, p=0.012. Dit effect verschilde niet per conditie, er was geen interactie effect F(1,128)=1.39, p=0.241. Dit betekent dat als zowel man als vrouw werd meegenomen, de deelnemers niet verschillend scoorden op de schuldschaal in de controle en de experimentele conditie. Wel was het zo dat er een significant verschil was tussen de mannen en vrouwen op de score van de schuldschaal waarbij de mannen hoger scoorden dan de vrouwen. Omdat er geen interactie effect was geldt dit verschil tussen man en vrouw in zowel de controle als de experimentele conditie. Dit komt niet overeen met de verwachting.
Omdat dit effect is gebleken tussen man en vrouw werd er een aparte T-Test gedaan waarbij man en vrouw apart werden meegenomen met de schuldschaal als afhankelijke variabele en conditie als onafhankelijke variabele. Op deze manier werd onderzocht of de score op de schuldschaal per geslacht, per conditie nog verschilde. Voor de vergelijking tussen de mannen is de assumptie van normaliteit in de controle conditie SW(49)=0.68, p=<0.001 en in de experimentele conditie SW(45)=0.76, p=<0.001 geschonden. Om deze reden is de non-parametrische Mann Whitney test uitgevoerd. Uit de Mann Whitney test bleek een verschil in de score op de schuldschaal tussen de controle (Mdn=1.0) en de experimentele (Mdn=1.3) conditie, U=1.371, z=2.11, p=0.035, r=0.02. Dit betekent dat mannen in de experimentele conditie significant hoger scoorden op de schuldschaal dan mannen in de controle conditie. Dit komt overeen met de verwachting alleen betreft dit effect wel een erg lage effect size (r=0.02) en kan de sterkte van het effect in twijfel worden getrokken (Field, 2013).
Bij de vrouwen was er niet voldaan aan de assumptie van normaliteit in de controle SW(18)=0.54, p=<0.001, en de experimentele conditie SW(20)=0.77, p=<0.001. Uit de Mann Whitney test bleek geen verschil in score op de schuldschaal tussen de controle (Mdn=1.1) en de experimentele conditie (Mdn=1.2), U=189, z=0.28, p=0.806, r=0.00. Hieruit bleek geen verschil in score op de schuldschaal tussen beide condities bij de vrouwen. Dit komt niet overeen met de verwachting. Voor een overzicht zie tabel één en figuur één.
Tabel 1
Gemiddeldes en standaarddeviaties van de schuldschaal, weergegeven per geslacht en conditie waarbij 0 =nauwelijks tot niet en 5=volledig of in sterke mate.
Gemiddelde Standaarddeviatie Controle Man 1.32* 0.51 Vrouw 1.19* 0.35 Experimenteel Man 1.50* 0.63 Vrouw 1.14* 0.16 Totaal Man 1.40* 0.57 Vrouw 1.16* 0.26 *=p<0.005
Figuur 1. Gemiddeldes van de schuldschaal, weergegeven per geslacht en conditie waarbij 0=nauwelijks tot niet en 5=volledig of in sterke mate.
Om te onderzoeken of er andere emoties die gemeten waren significant verschillend aanwezig waren is er een Manova uitgevoerd. Er is een Manova gedaan met de gemiddeldes van de aanwezigheid van alle emoties bij de deelnemers in de controle en de experimentele conditie. Hierbij waren conditie en geslacht de onafhankelijke variabelen en de verschillende emoties de afhankelijke variabele. De assumptie van de homogeniteit van de covariantie matrix was geschonden, F(78.26,04)=1.75, p=<0.001. Om deze reden is voor de resultaten gekeken naar de Pillai’s trace. Hieruit bleek geen effect van emoties die de deelnemers ervoeren in beide condities, V=0.07, F(12,117)=0.75, p=0.705. Er bleek geen effect van geslacht V=0.14, F(12,117)=1.61, p=0.099. Er was geen sprake van een interactie effect V=0.05, F(12,117)=0.49,p=0.920. Dit betekent dat de deelnemers in beide condities gelijk scoorden op de aanwezigheid van de emoties, dit komt overeen met de verwachting. Ook bleek er geen verschil in de ervaring van de verschillende emoties tussen de mannen en de vrouwen, zie onderstaande tabel voor gemiddeldes en standaarddeviaties.
0 0,2 0,4 0,6 0,8 1 1,2 1,4 1,6 1,8
Controle Experimenteel Totaal
Man Vrouw
Tabel 2
Gemiddeldes en standaarddeviaties van de gescoorde emoties, weergegeven per conditie en geslacht waarbij 0=nauwelijks of niet en 5=volledig of in sterke mate.
Controle Experimenteel
Man Vrouw Man Vrouw
Bang 1.27(0.64) 1.22(0.43) 1.44(0.73) 1.50(0.69) Verdrietig 1.45(0.80) 1.22(0.73) 1.53(0.90) 1.22(0.73) Boos 1.53(0.94) 1.06(0.24) 1.73(1.01) 1.45(0.83) Positief 4.06(0.83) 4.28(0.58) 3.80(0.92) 4.20(0.70) Negatief 1.59(0.73) 1.33(0.69) 1.82(0.94) 1.35(0.67) Tevreden 3.88(0.90) 4.11(0.90) 3.67(1.09) 4.10(0.79) Schuldig 1.41(0.81) 1.50(0.71) 1.71(1.01) 1.25(0.44) Beschaamd 1.20(0.46) 1.11(0.32) 1.42(0.92) 1.05(0.22) Afkeurenswaardig 1.27(0.57) 1.17(0.51) 1.38(0.89) 1.05(0.22) Boos op mezelf 1.51(0.96) 1.06(0.24) 1.69(0.87) 1.20(0.52)
Walgend van mezelf 1.10(0.51) 1.11(0.47) 1.13(0.41) 1.00(0.00)
Ontevreden met mezelf 1.41(0.71) 1.17(0.38) 1.67(0.85) 1.30(0.47)
Gedragsintentie meting expliciet
Er was een Factoriele Anova uitgevoerd om te onderzoeken of er een verschil was tussen de
experimentele en de controle conditie op de intentie om een activiteit met hun kind te ondernemen. Vervolgens werd gekeken of er een verschil was op deze score tussen de mannen en vrouwen, en of dit verschilde per conditie. Hierbij werden conditie en geslacht als onafhankelijke variabelen en de intentie tot een activiteit als afhankelijke variabele meegenomen. Uit de Levene’s test bleek dat aan de assumptie van gelijke varianties is voldaan F(3,128)=1.35, p=0.248. Er was geen significant effect tussen de controle conditie (M=4.40, SD=0.59) en de experimentele conditie (M=4.50, SD=0.48) op de intentie tot het ondernemen van activiteiten,
F(1,128)=0.84, p=0.361. Er was geen significant effect tussen man (M=4.42, SD=0.57) en vrouw (M=4.51, SD=0.47) op de intentie tot het ondernemen van activiteiten F(1,128)=0.66, p=0.419. Er was dus geen interactie
effect van geslacht en conditie, F(1,128)=0.00, p=0.996. Dit betekent dat de deelnemers in beide condities hetzelfde scoorden op de intentie om een activiteit te ondernemen met het kind, dit gold voor zowel de man als de vrouw in de controle en experimentele conditie zie tabel drie en figuur twee. Dit komt niet overeen met de verwachtingen.
Tabel 3
Gemiddeldes en standaarddeviaties van de gescoorde intentie tot activiteiten, weergegeven per geslacht en conditie waarbij 0 =zeker niet en 5 = zeker wel.
Gemiddelde Standaarddeviatie Controle Man 4.38 0.61 Vrouw 4.46 0.55 Experimenteel Man 4.47 0.52 Vrouw 4.51 0.47 Totaal Man 4.42 0.57 Vrouw 4.51 0.54
Figuur 2. Gemiddeldes van de gescoorde intentie tot activiteiten, weergegeven per geslacht en conditie waarbij 0=zeker niet en 5=zeker wel.
Gedragsintentie meting impliciet
Er werd een Factoriele Anova uitgevoerd om te onderzoeken of er een verschil was tussen de experimentele en de controle conditie op de voorkeur voor de webwinkel, en of dit ook nog verschilde per geslacht. Hierbij werd conditie en geslacht de onafhankelijke variabelen en voorkeur voor de webwinkel de afhankelijke variabele meegenomen. Uit de Levene’s test bleek dat aan de assumptie van gelijke varianties is voldaan F(3,128)=0.71, p=0.551. Er was geen significant effect tussen de controle conditie (M=0.65, SD=0.26) en de experimentele conditie (M=0.69, SD=0.22) op de voorkeur voor de webwinkelbon, F(1,128)=1.03, p=0.312. Er was geen significant effect tussen man (M=0.66, SD=0.24) en vrouw (M=0.69, SD=0.24) op de voorkeur van de webwinkel F(1,128)=0.23, p=0.633. Er was geen interactie effect van geslacht en conditie tussen de voorkeur van de webwinkelbon, F(1,128)=0.07, p=0.791. Dit betekent dat de voorkeur voor de webwinkelbon tussen de condities niet verschilde. Dit komt niet overeen met de verwachting. Ook verschilde de voorkeur voor de webwinkelbonnen tussen mannen en vrouwen in beide condities niet zie tabel vier en figuur drie voor een overzicht.
4,25 4,3 4,35 4,4 4,45 4,5 4,55
Controle Experimenteel Totaal
Man Vrouw
Tabel 4
Gemiddeldes en standaarddeviaties van de voorkeur voor de webwinkelbon, weergegeven per geslacht en conditie waarbij 1 = de voorkeur voor de kinderwebwinkelbonnen en 0 = de voorkeur voor de overige webwinkelbonnen. Gemiddelde Standaarddeviatie Controle Man 0.64 0.26 Vrouw 0.65 0.26 Experimenteel Man 0.68 0.21 Vrouw 0.71 0.23 Totaal Man 0.70 0.24
Figuur 3. Gemiddeldes van de voorkeur voor de webwinkelbon, weergegeven per geslacht en conditie waarbij 1 = voorkeur voor de kinderwebwinkelbonnen en 0= voorkeur voor de overige webwinkelbonnen.
Mediatie analyse
Omdat er geen effect was van de expliciete gedragsmeting (het ondernemen van activiteiten met het kind) en de impliciete gedragsmeting (de voorkeur voor de webwinkelbonnen) werd er geen mediatie analyse uitgevoerd.
Correlatie analyse
Om te onderzoeken of er een effect was van schuld op compensatie werd er een regressie tussen deze twee variabelen gedaan. Er werd een regressie gedaan met de schuldschaal als onafhankelijke variabele en de expliciete gedragsmeting als afhankelijke variabele. Als alle deelnemers werden meegenomen bleek er geen significante regressie met de expliciete gedragsmeting, F(1,130)=0.39, p=0.535. Ook als mannen los werden meegenomen bleek geen regressie, F(1,92)=1.02, p=0.317. Wat hetzelfde bleek voor de vrouwen, F(1,36)=0.59, p=0.450. Als er een regressie werd gedaan met de impliciete gedragsmeting en alle deelnemers werden
meegenomen bleek er geen significante regressie, F(1,130)=0.03, p=0.873. Ook niet bij mannen apart, F(1,92)=0.01, p=0.912. Of vrouwen apart, F(1,36)=0.01, p=0.945. Dit betekent dat er geen samenhang was tussen schuld en compenserend gedrag bij zowel de impliciete als de expliciete meting. Dit komt niet overeen met de verwachting. 0,56 0,58 0,6 0,62 0,64 0,66 0,68 0,7 0,72 0,74
Controle Experimenteel Totaal
Man Vrouw
Discussie
In dit onderzoek werd onderzocht of mannen die bedreigd werden in hun rol als verzorger zich schuldiger voelden dan mannen die niet bedreigd werden in hun rol als verzorger. Uit de resultaten bleek dat mannen in de experimentele conditie significant hoger scoorden op de schuldschaal dan mannen in de controle conditie. Dit betekent dat mannen die bedreigd werden zich schuldiger voelden dan mannen die niet bedreigd werden. Er werd daarnaast onderzocht of mannen die bedreigd werden meer compenserende gedragsintenties in zorgtaken toonden dan mannen die niet bedreigd werden. Uit de resultaten bleek geen significant effect van compenserende gedragsintenties tussen de controle en de experimentele conditie. Dit betekent dat mannen die bedreigd werden in hun rol als verzorger niet de neiging hadden om te compenseren in zorgtaken. Ook is onderzocht of compenserend gedrag gemedieerd werd door schuld. Omdat er geen effect is gebleken van compenserend gedrag is hier geen analyse over uitgevoerd en kan hier geen conclusie over getrokken worden met deze data. In dit onderzoek werd onderzocht of dit mechanisme bij de man hetzelfde werkte bij de vrouw. Uit de resultaten bleek een verschil tussen schuldgevoelens in beide condities tussen de mannen en de vrouwen. Hierbij voelden de mannen zich schuldiger dan de vrouwen. Er bleek geen verschil tussen mannen en vrouwen in compenserend gedrag. Verder is er bij de vrouwen geen effect gevonden van zowel schuld als compenserend gedrag.
Deze resultaten komen merendeel niet overeen met eerder onderzoek en theorieën. Een mogelijke reden is dat uit de manipulatie check bleek dat de mannen in de experimentele conditie zichzelf niet als een minder goede vader beoordeelden dan in de controle conditie en dus niet bedreigd werden in hun rol als verzorger. Tijdens het onderzoek werd echter wel de feedback gegeven, zowel mondeling als schriftelijk via de mail, dat het veel deelnemers moeite hadden met het benoemen van 12 voorbeelden van goed ouderschap. Een verklaring hiervoor zou kunnen zijn dat mannen zich nog niet in zoverre de rol als verzorger hebben toegeëigend en dat ze dit eigenlijk nog scharen onder de verantwoordelijkheid van de vrouw. Het is namelijk zo dat mannen die vinden dat man en vrouw evenveel zorg moeten dragen, toegeven dat de vrouw alsnog meer zorg draagt (Harrington et al., 2011). De verwachtingen van vaders zijn dan wel aan het veranderen, maar hun gedrag blijft nog achter.
Een andere verklaring dat er geen verschil in beoordeling werd gevonden is vanwege sociaal wenselijke antwoorden. Het is namelijk zo dat persoonlijkheidsmetingen vatbaar zijn voor sociaal wenselijke antwoorden (Paulhus, Bruce & Trapnell, 1981), dit houdt in dat mensen antwoorden naar sociaal geaccepteerd gedrag (Ellingson, Sacket & Smith, 2001). Dat kan in dit geval ook gebeurd zijn omdat het de norm is dat je een goede
vader bent omdat een betrokken vader veel voordelen oplevert voor het kind zelf (Croft et al., 2015). Dit is ook enigszins uit de voorbeelden te halen die de deelnemers gaven over goed ouderschap, hier zaten bijvoorbeeld ook sociaal wenselijke voorbeelden tussen als ‘ik speel vaak met mijn kind’ en ‘ik lees mijn kind s ‘avonds voor’.
Wat deze verklaring van sociaal wenselijkheid aannemelijk maakt is het feit dat er wel een effect is gevonden van de score op de schuldschaal tussen de mannen die niet en wel bedreigd werden in hun rol als verzorger. Hierbij scoorden mannen die bedreigd werden op de schuldschaal significant hoger dan mannen die niet bedreigd werden. Het zou dus zo kunnen zijn dat de manipulatie van de bedreiging wel gewerkt heeft maar dat door sociale wenselijkheid dit niet expliciet aangegeven is in de manipulatie check. Dit effect heeft echter een kanttekening omdat uit eerder onderzoek is gebleken dat de vrouw zich ook schuldig voelt als de vrouw bedreigd wordt in haar rol als verzorger, maar dit effect is uitgebleven in deze studie. Dit zou ook mogelijk een resultaat kunnen zijn door het kleine aantal proefpersonen van het vrouwelijke geslacht die meegenomen zijn in deze studie.
Zoals eerder aangegeven voelden de mannen in de experimentele conditie zich schuldiger dan mannen in de controle conditie. Er was hierbij wel een verschil in score op de schuldschaal, maar geen verschil in score op de emotie schuld. Dit komt omdat de schuldschaal zes items bevatte en de emotie schuld één item was. Dat er wel een verschil op de schuldschaal was en niet op de emotie schuld komt dan ook omdat bij de schuldschaal meerdere items worden gemeten en dus ook eerder kans is op een effect. Belangrijk om hierbij te vermelden is dat het gemiddelde op de schuldschaal in de experimentele conditie alsnog erg laag lag. Hierdoor kan er getwijfeld worden aan in hoeverre er daadwerkelijk schuld en schuld gerelateerde gevoelens aanwezig waren.
Dit minimale effect van schuldgevoelens kan een verklaring zijn waarom er geen effect heeft
opgetreden van compensatie in gedragsintenties. Compensatie treedt normaliter op omdat schuld een negatieve emotie is waarbij het zelfbeeld van het individu geschaad wordt, individuen worden hierdoor gemotiveerd om het zelfbeeld te herstellen (Niedenthal et al., 2006) wat zich uit in compensatiegedrag (Ketelaar & Au, 2003). In dit onderzoek ervoer de experimentele conditie de schuldgevoelens tussen ‘nauwelijks tot niet’ en ‘een beetje’. Omdat de schuldgevoelens dus alsnog minimaal tot niet aanwezig waren, was deze negatieve emotie niet in zoverre aanwezig dat daadwerkelijk het zelfbeeld geschaad werd. Hierdoor zijn de deelnemers
hoogstwaarschijnlijk niet aangezet om de schuld gerelateerde gevoelens weg te nemen, en dus om niet te compenseren in zorgtaken. Concluderend waren de schuld gerelateerde emoties wel sterker aanwezig in de experimentele conditie, maar te minimaal om daadwerkelijk de deelnemer tot actie aan te zetten en
compenserend gedrag te vertonen.
Een beperking aan dit onderzoek is dat 76,5 % van de deelnemers hoog opgeleid was. Er is een verband met intelligentie en het persoonskenmerk need for cognition (Hill et al., 2013). Dit kenmerk houdt in dat deze mensen een hogere motivatie hebben om deel te nemen en plezier te halen uit cognitief uitdagende taken (Hill et al., 2013). Tijdens een HBO of WO opleiding wordt er beroep gedaan op iemands need for cognition omdat de mensen op deze niveaus cognitief worden uitgedaagd om de opleiding succesvol af te ronden. Er zou dus gesteld kunnen worden dat hoogopgeleide mensen ook een hoge need for cognition hebben. Hierdoor zou het kunnen dat deze doelgroep van hoogopgeleide überhaupt een stuk minder moeite had met het benoemen van 12 voorbeelden simpelweg omdat ze dit als plezierig ervaarden en gemotiveerd waren door deze cognitieve uitdaging. Hierdoor zou het invullen van 12 voorbeelden geen vervolg zijn van goed ouderschap, maar simpelweg van de motivatie om hierover na te denken. Deze derde variabele kan weg gefilterd worden door in vervolgonderzoek een grotere sample size te gebruiken zodat er meer variatie in opleidingsniveau ontstaat waardoor de variabele need for cognition geen invloed meer uitoefent.
Zoals is gebleken was een andere beperking de bedreiging die mogelijk niet optimaal gewerkt heeft. Een suggestie voor vervolg onderzoek is om de deelnemers op een directere manier te bedreigen in de rol als verzorger. Dit zou kunnen door in de controle conditie te vragen naar vier voorbeelden van keren dat de kinderen voor gingen op andere zaken en in de experimentele conditie te vragen naar vier voorbeelden van keren dat iets anders (bijvoorbeeld werk) voor ging op de kinderen. Om deze directere manier van bedreiging te meten moet de manipulatie check aangepast worden. De vraag ‘ik ben een goede ouder’ wordt namelijk altijd positief
beantwoord om een positief zelfbeeld te behouden (Collange, Fiske & Santitioso, 2009). Een alternatief kan zijn om de Primary Appraisal of Idenity Threat Scale af te nemen. Deze vragenlijst meet met meerdere items of de persoon een specifieke situatie ervaart als een bedreiging of als een uitdaging (Berjot, Girault-Lidvan & Gillet, 2012). De vragenlijst heeft een hoge betrouwbaarheid (Berjot et al., 2012) en kan gebruikt worden om de voorbeelden genoemd door de deelnemer te analyseren en te meten in hoeverre de deelnemer zich bedreigd voelt in de experimentele conditie.
In dit onderzoek is bevestigd dat mannen zich na bedreiging in de rol als verzorger schuldiger voelden dan wanneer ze niet bedreigd werden. Dit effect was echter zo minimaal dat dit geen compenserende
gedragsintenties tot gevolg had. Bij de vrouwen is er geen effect opgetreden van zowel schuld als
compenserende gedragsintenties. Dit komt niet overeen met eerder onderzoek en is daarom niet in lijn met eerder opgedane theorieën. Dit heeft mogelijk te maken met de onderzoeksopzet en de uitvoering van het
onderzoek. In vervolgonderzoek is het daarom belangrijk om de manipulatie aan te passen en hier rekening te houden met sociaal wenselijkheid. Ook moet er gebruik worden gemaakt van een grotere sample size zodat er meer variatie in deelnemers ontstaat en mogelijke derde variabele als opleidingsniveau kan worden
uitgeschakeld. Op deze manier kunnen de resultaten gegeneraliseerd worden naar de gehele populatie. Naar verwachting zal na deze aanpassingen meer inzicht gekregen kunnen worden in gender (on)gelijkheid omtrent de verzorgende rol waar zowel man als vrouw als kind belang bij zou hebben.
Referenties
Allen, J., & Smith, J. L. (2011). The influence of sexuality stereotypes on men’s experience of gender-role incongruence. Psychology of Men & Masculinity, 12, 77-97.
Allen, S. & Hawkins, A. (1999). Maternal gatekeeping: Mothers’ beliefs and behaviors that inhibit greater father involvement in family work. Journal of Marriage and Family, 61, 199-212.
Alter, A.L., Aronson, J., Darley, J. M., Rodriguez, C., & Ruble, D.N. (2010). Rising to the threat: Reducing stereotype threat by reframing the threat as a challenge. Journal of Experimental Social Psychology, 46, 166-171.
Berjot, S., Girault-Lidvan, N., & Gillet, N. (2012). Appraising stigmatization and discrimination: Construction and validation of a questionnaire assessing threat and challenge appraisals to personal and social identity. Identity: An International Journal of Theory and Research, 12, 191-216.
Brescoll V. L., & Uhlmann, E.L. (2005). Attitudes toward traditional and non-traditional parents. Psychology of Women Quarterly, 29, 436-445.
Carlson, M. (2006). Family structure, father involvement and adolescent behavioural outcomes. Journal of Marriage and Family, 68, 137-154.
Castles, F. G. (2003). The world turned upside down: Bellow replacement fertility, changing preferences and family-friendly public policy in 21 OECD countries. Journal of European Social Policy, 13, 209-227.
Collange, J., Fiske, S. T., & Sanitioso, R. (2009). Maintaining a positive self-image by stereotyping others: Self-threat and the stereotype content model. Social Cognition, 27, 138-149.
Conway, M., Pizzamiglio, M. T., Mount, L. (1996). Status, communality and agency: Implications for stereotypes of gender and other groups. Journal of Personality and Social Psychology, 71, 24-38.
Croft, A., Schmader, T., Block, K. (2015). An Underexamined Inequality: Cultural and Psychological Barriers to Men’s Engagement With Communal Roles. Personality and Social Psychology Review,19, 343-370.
Diener, E., Wirtz, D., Tov, W., Kim-Prieto, C., Choi, D., Oishi, S., & Biswas-Diener, R. (2010). New well-being measures: Short scales to assess flourishing and positive and negative feelings. Social Indicators Research, 97, 143-156.
Duxbury, L. E., & Higgins, C. A. (1991). Gender differences in work-family conflict. Journal of Applied Psychology, 76, 60-74.
Field, A. P. (2013). Discovering statistics using IBM SPSS Statistics: and sex and drugs and rock 'n' roll (4e ed). London: Sage publications.
Frisco, M. L., & Wiliams, K. (2003). Percieved housework equity, marital happiness, and divorce in dual-earner households. Journal of Family Issues, 24, 51-73.
Harrington B., Deusen, van F. Humberd, B. (2011). The new dad: Caring, committed and conflicted. Boston, MA: Boston College Center for Work and Family.
Ketelaar, T., & Au, W. T. (2003). The effects of guilt on the behavior of uncooperative individuals in repeated social bargaining games: An affect-as-information interpretation of the role of emotion in social interaction. Cognition and Emotion, 17, 429–453.
Livingstone, B. A., Judge, T. A. (2008). Emotional responses to work-family conflict: An examination of gender role orientation among working men and women. Journal of Applied Psychology, 93, 207-216.
Martinez, P., Carrasco, M. J., Aza, G. (2011). Family gender role and guilt in Spanish dual-earner families. (2011). Sex roles, 65, 813-826.
Markus, H. & Nurius, P. (1986). Possible selves. American Psychologist, 41, 954-969.
Moore, L. J., Vine, S. J., Wilson, M. R., & Freeman, P. (2012). The effect of challenge and threat states on performance: An examination of potential mechanisms. Psychophysiology, 49, 1417-1425.
Niedenthal, P. M., Krauth-Gruber, S., & Ric, F. (2006). Psychology of emotion. Great Britain: Psychology press.
Pew Research Center. (2013). Modern parenthood: Roles of moms and dads converge as they balance work and family. Opgehaald van: http://www.pewsocialtrends.org/2013/03/14/modern-parenthood-roles-of-moms-and-dads-converge-as-they-balance-work-and-family/
Schwarz N., Bless H., Strack F., Klumpp, G., Rittenauer-Schatka, H., & Simons, A. (1991). Ease of retrieval as information: Another look at the availability heuristic. Journal of Personality and Social Psychology, 62, 195-202.
Shipley, P., & Coats, M. (1992). A community study of dual-role stress and coping in working mothers. Work & Stress, 6, 49-63.
Twamley, K., Brunot, G., Sutcliffe, K., Hinds, K., & Thomas, J. (2013). Fathers’ involvement and the impact on family mental health: evidence from Millennium Cohort Study analyses. Community, Work & Family, 16, 212-224.
Vogel, D. L., Wester S. R., Heesacker, M., & Madon, S. (2003). Conforming gender stereotypes: A social role perspective. Sex Roles, 48, 519-528.
Watson, D., & Clark, L. A. (1988). Development and validation of brief measures of positive and negative affect: The panas scales. Journal of Personality and Social Psychology, 54, 1063-1070.
