Stereotypes over de Verdeling van Zorgtaken in Tweeverdienersgezinnen: de Rol van Ideologie over Rolopvatting en Schuldgevoelens bij Compensatoir Gedrag
Casper Koolmees 19 Mei 2016
10546553
Bachelorthese Sociale Psychologie Universiteit van Amsterdam These 5288 woorden
Abstract 118 woorden Begeleider Astrid Jehle
Abstract
In het onderzoek werden de verschillen onderzocht tussen vaders en moeders die hun zorgtaken lieten prevaleren boven werktaken. Gekeken werd naar schuldgevoelens die dit zou oproepen en het compensatiegedrag dat werd vertoond om de schuldgevoelens te stillen. Hierbij
werd aangenomen dat vaders zich schuldiger zouden voelen richting hun werk dan moeders, omdat ze niet voldoen aan het stereotype van man als kostwinnaar. Het bleek dat vaders (N = 15) en moeders (N = 16) geen verschil lieten zien in schuldgevoelens en compensatiegedrag als gevolg van het niet na komen van hun stereotypische rolverdeling. Een moderne dan wel traditionele ideologie over rolopvatting bleek evenmin een effect te hebben, hoewel voorspelt was dat dit het effect tussen gender en schuldgevoelens zou mediëren.
Inleiding
Nederland is een land van deeltijdwerkers. Maar liefst 50% van de werknemers werkt deeltijd, met een arbeidscontract tussen de 20 en 35 uur (Centraal Bureau voor de Statistiek, 2015c). Daarmee isNederland koploper in Europa. Bovendien is het percentage vrouwen dat voltijds werkt het laagst van alle OESO-landen met 39% (PwC, 2013). Ook mannen zijn meer deeltijd gaan werken. In totaal werkt ruim één miljoen mannen in deeltijd, tegenover een kleine drie miljoen vrouwelijke werknemers (CBS, 2015c). Deze percentages nemen niet enkel in Nederland toe, dit is een Europees verschijnsel (CBS, 2014). Tegenwoordig heeft 75% van de 35-jarige vrouwen evenals hun partner een baan, tegenover 55% van de 35-jarige vrouwen 30 jaar geleden. Desalniettemin heeft deze toename niet geleid tot een groter aantal uren dat partners gezamenlijk werken (CBS, 2015a). Ondanks de egalitairdere rolverdeling tussen mannen en vrouwen, lopen vrouwen nog ernstig achter bij hun mannelijke collega’s. Een man verdient bijvoorbeeld gemiddeld 17% meer dan zijn vrouwelijke collega, wanneer hij eenzelfde functie bekleedt (PwC, 2013). Daarnaast besteedt een vrouw nog steeds meer tijd aan het huishouden dan een man en speelt zij een grotere rol in de opvoeding van de kinderen
(Hochschild & Machung, 2012). Mede met de hierboven genoemde statistieken toont dit aan dat de traditionele rolverdeling, waarbij mannen de taak voor werken op zich nemen en vrouwen de zorgtaak, zich voortdurend manifesteert in de samenleving.
Presteren op werk, financiële onafhankelijkheid en financiële mogelijkheden vormen statusverhogende elementen. Zoals hierboven beschreven krijgen mannen de kans een dusdanige status te verwerven. Vrouwen hebben echter minder kans op een dergelijke mogelijkheid. Aan hen worden juist zorgtaken toegeschreven. Het stereotype van de vrouw als huisvrouw heeft een negatieve ondertoon, aangezien het de vrouw uitsluit van statusverhoging langs werkprestaties. Dit zal volgens de self-fulfilling prophecy juist tot verlamming van de prestaties leiden (Steele & Aronson, 1995). Indien de vrouw dit stereotype aanneemt zal het impliciet dan wel expliciet de eigen capaciteiten lager inschalen, hetgeen zich vertaalt in daadwerkelijke prestaties. Dat terwijl de verschillen tussen mannen en vrouwen kleiner zijn dan vaak wordt gedacht. De within gender verschillen blijken groter dan de between gender verschillen (Hyde, 2005). Dat wil bijvoorbeeld zeggen dat mannen gemiddeld een hoger zelfvertrouwen hebben dan vrouwen, maar dat de spreiding op deze eigenschap bij mannen grotendeels overlapt met de spreiding bij vrouwen. Op basis van de mate van zelfvertrouwen bij persoon x is dan ook niet vast te stellen welk gender deze persoon heeft. Dit geldt voor nagenoeg alle door Hyde (2005) onderzochte psychologische verschillen.
Steele en Aronson (1995) lieten in hun klassieke onderzoek zien dat mannen en vrouwen even goed zijn in rekenvaardigheden. Als de stereotypische verwachting dat mannen beter zijn dan vrouwen in rekenen saillant werd gemaakt, presteerden vrouwen minder goed op de rekentoets. Dit fenomeen wordt stereotype dreiging genoemd en zorgt ervoor dat stereotypen
zichzelf in stand houden. Hyde (2005) toonde bovendien in een meta-analyse aan dat
rekenprestaties gelijk blijven tot de veertiende leeftijd. Daarna groeien de prestaties uiteen in het voordeel van de man, hoogstwaarschijnlijk door de internalisering van stereotypen. Maar
stereotypen vormen niet enkel een bedreiging voor de mogelijkheden van de vrouw, ze kunnen tevens nadelig zijn voor de man. De verwachte, traditionele rolverdeling is dat mannen de werktaak op zich nemen en vrouwen de zorgtaak (Eagly, 2013). Dit leidt tot de indruk dat mannen die egalitaire rolopvattingen hebben als vrouwelijker worden beoordeeld door stigma by association (Rudman, Mescher, & Moss-Racusin, 2013). Hetzelfde geldt voor mannen die flexibele werktijden aanvragen. Hen worden vrouwelijke eigenschappen toebedeeld zoals vriendelijkheid en morele kwaliteiten, maar belangrijker is dat ze negatiever worden beoordeeld op werkcapaciteit (Vandello et al., 2013). Op gezinsniveau is het echter een gemiste kans als de vader zijn werk voorrang geeft op zijn kinderen. Vaders die meer tijd met hun kinderen
doorbrengen hebben een betere relatie met hun partner(McClain, 2011), een positiever zelfbeeld (Pleck, 1997) en daarnaast gaat het welzijn van het kind vooruit (Marsiglio et al., 2000).
Schuld is een reflectieve emotie die opkomt als men niet voldoet aan de verwachtingen van anderen over hoe je zou moeten denken, voelen en gedragen (Kubany & Watson, 2003). Men heeft dan de neiging om de morele overtreding te veranderen door middel van gedrag (Frijda, Kijpers, & Ter Schure, 1989). Schuld veroorzaakt zodoende een gedragsintentie om het gedrag te compenseren. Indien een vader zich niet aan de werktaak of een moeder zich niet aan de zorgtaak houdt, zal hij/zij zich daar schuldig over voelen. In lijn met de theorie zal dat leiden tot compensatiegedrag, waarbij men zich gedraagt in overeenstemming met het stereotype van werkende vader en zorgende moeder. In de literatuur zijn de genderrol van de vader en de moeder, het verband met schuldgevoelens en daaruit voortkomend compensatiegedrag niet eerder onderzocht.
Om schuld te voelen zal een vader of moeder bewust of onbewust niet aan de stereotype verwachtingen hebben voldaan. McElwain, Korabik en Rosin (2005) vonden dat bij ouders met een voltijdbaan, de moeders meer interferentie van werktaken op familietaken ervoeren dan mannen. Omgekeerd werd bij ouders daarentegen geen genderverschil geconstateerd van interferentie van familieverplichtingen op de werkverplichtingen. Dit zou betekenen dat
familietaken gelijk interfereren met werk bij mannen en vrouwen. Indien zij de interferentie niet ervaren, zouden ze zich tevens niet schuldig kunnen voelen dat ze niet aan de verwachte
rolpatronen voldoen. In het onderzoek was het aantal kinderen bepalend voor de tijd die men aan de kinderen besteedde. Ander onderzoek wijst echter uit dat de tijd die ouders met hun
kind(eren) doorbrengen afhankelijk is van gender en dat moeders meer tijd aan hun kinderen besteden (Hochschild & Machung, 2012). Het onderzoek houdt aldus geen rekening met werkelijke verdeling van zorgtaken, die hoger is voor moeders. Bovendien ligt het in de rol van de moeder besloten dat zij meer tijd besteed aan zorgtaken en zal zij dat aldus niet bewust ervaren als inferentie. De bevindingen van McElwain en collega’s zijn zodoende niet in
volledige tegenspraak met de verwachting dat moeders die niet voldoen aan hun zorgtaken, zich daar schuldig over voelen.
Sommige ouders houden de traditionele rolopvatting aan van de moeder als verzorger en de vader als kostwinnaar. Andere ouders verdelen de taken egalitairder, voor hen gelden de stereotypen minder of niet. Onderzoek van Martinez en collega’s (2011) vond een genderverschil bij de relatie tussen schuldgevoelens over het niet voldoen aan de opvoedkundige
verantwoordelijkheden en de ideologie over ouderlijke rolverdeling. Schuld bij moeders was gerelateerd aan een traditionele rolverdeling. Bij mannen werd juist voornamelijk schuld ervaren ingeval zij een egalitaire rolverdeling prefereerden. Dit is een essentiële bijdrage aan het verband tussen stereotype rolverdelingen en schuldgevoelens, aangezien het aantoont dat ideologie een mediërende rol speelt bij het verband tussen genderrol en schuldgevoelens.
Kortom, vaders en moeders bevinden zich in een spagaat. Enerzijds neemt het aantal tweeverdienersgezinnen toe en wordt van vrouwen verwacht dat zij carrièrekansen benutten. Bovendien dienen mannen in toenemende mate een aandeel te hebben in de opvoeding. Anderzijds lopen zowel mannen als vrouwen tegen stereotypen aan die een traditionelere rolverdeling voorschrijven, hetgeen negatieve consequenties heeft voor de maatschappij, het gezin en de relatie. Daarenboven leidt het niet voldoen aan de stereotypen tot schuldgevoelens, hetwelk stimuleert tot compenserende gedragsintenties.
De relatie tussen vaders die hun zorgtaak laten prevaleren boven hun werktaak, die hen volgens het stereotype kostwinnaar wordt toebedeeld, en schuldgevoelens over het niet voldoen aan dit stereotype is in de literatuur niet eerder onderzocht. Deze schuldgevoelens zouden moeten leiden tot gedragsintenties om de morele overtreding te compenseren (Frijda, Kijpers, & Ter Schure, 1989). Evenzeer dient te worden gekeken naar de rol van traditionele dan wel moderne ideologie, omdat het een deel van de relatie zou kunnen verklaren. In dit onderzoek stond de vraag centraal of vaders zich schuldiger voelden dan moeders wanneer ze extra
investeren in zorgtaken, omdat vaders zich daardoor niet aan de traditionele rolverdeling hielden. Voorts werd gekeken of vaders en moeders van elkaar verschillen in compenserend gedrag als gevolg van de schuldgevoelens.
In het onderzoek beschreven deelnemers een situatie waarin zij meer tijd hadden geïnvesteerd in de zorgtaken. Vervolgens werd een vragenlijst afgenomen om verscheidene emoties te meten, waarbij de deelnemer zich de beschreven situatie voor de geest moest halen. Vaders zouden hoger moeten scoren op de emotie schuld, aangezien zij extra hadden
geïnvesteerd in zorgtaken en niet aan het stereotype van kostwinnaar hadden voldaan. De deelnemers werd eveneens naar ideologie gevraagd en verwacht werd dat indien vaders een egalitaire rolverdeling als norm hadden, zij zich niet schuldig zouden voelen over de extra investering in zorgtaken. Omgekeerd werd ingecalculeerd dat mannen met een traditionele rolopvatting meer schuldgevoelens zouden ervaren in een dergelijke situatie. Onder de deelnemers werden vier cadeaubonnen verloot. De sites waarop deelnemers de cadeaubonnen konden verzilveren waren werk- of kindgerelateerd en kon men rangschikken naar voorkeur. Aan de hand hiervan werd compensatoir gedrag impliciet gemeten. Verwacht werd dat vaders als gevolg van de tijd geïnvesteerd in zorgtaken, een sterkere neiging zouden hebben om een
werkgerelateerde cadeaubon te kiezen dan moeders. Als gevolg daarvan zouden vaders werkgerelateerde sites hoger rangschikken dan moeders. Bovendien werd verwacht dat het verband tussen de tijd geïnvesteerd in zorgtaken en het gedrag, zou worden gemedieerd door de schuldgevoelens. Daarnaast werd tevens de gedragsintentie gemeten in een denkbeeldig vrij dagdeel. Opnieuw werd verwacht dat vaders gemiddeld vaker voor het werk zouden kiezen dan voor de kinderen, in vergelijking met moeders. Ook dit verband zou worden gemedieerd door schuldgevoelens, zo was althans de verwachting.
Methode Groter onderzoek
Het huidige onderzoek vormde onderdeel van een groter onderzoek, bestaande uit vier onderzoeksvragen. Allen waren zij gefocust op de genderrol van zowel de vader (kostwinnaar) als de moeder (verzorger) in een tweeverdienersgezin. Zij richtten zich op het niet voldoen aan de genderrol, mogelijke schuldgevoelens die hieruit voortkomen en compensatoir gedrag. In alle onderzoeken werden zowel data van vaders als van moeders verzameld om deze te vergelijken. Twee van de onderzoeksvragen legden zich toe op moeders die werktaken lieten prevaleren boven zorgtaken. De andere twee onderzoekenvragen, waaronder dit onderzoek, hadden de zorgende vader als uitgangspunt. Het verschil tussen beide onderzoeken was gering. In het andere onderzoek dienden de deelnemers een situatie te beschrijven waarin zij de voorkeur gaven aan zorgtaken boven werktaken.
Deelnemers
Het grotere onderzoek bestond in totaal uit 89 deelnemers. Zij waren willekeurig verdeeld over de vier onderzoeksvragen. Negentien ouders van tussen de 30 en de 45 jaar oud deden mee aan het huidige onderzoek. Elke deelnemer zelf en de partner van de deelnemer werkte ten minste 25 uur per week. De deelnemers hadden ieder minstens één kind van 12 jaar of jonger, hadden allen een heteroseksuele relatie en woonden samen met een partner en het kind/de kinderen. De helft van de deelnemers bestond uit mannen, de andere helft uit vrouwen. Onder het totale aantal van 89 deelnemers werden vier cadeaubonnen ter waarde van €25 euro werden verloot.
Materiaal
Om inzicht te krijgen in de extra tijd die ouders aan zorgtaken besteden werd gevraagd een situatie te beschrijven van de afgelopen vier weken. De situatie die de deelnemers voor de geest moesten halen werd gesteld in een open vraag, die luidde: “Als werkende ouder vervul je meerdere belangrijke taken. Je hebt je werk en taken die daarbij horen. Ook hoort de zorg voor je kind bij jouw verantwoordelijkheden. Soms is het nodig om op een moment extra taken als ouder uit te voeren. Bedenk een voorbeeld van een situatie uit jouw leven in de afgelopen vier weken, waarbij dit voor jou zo was. Beschrijf straks die situatie die je in gedachten hebt, waarbij het duidelijk was dat je extra zorgtaken uitvoerde in de tijd die je normaliter niet aan je kind besteed.”
De emoties werden gemeten met behulp van de Positive (Affect) and Negative Affect Schedule (PANAS-X; Watson & Clark, 1999). Deze test meet elf specifieke emoties aan de hand van 60 items die naar gevoelens en emoties vragen, zoals “actief”, “vrolijk” en “schuldig”. Men beantwoordt voor elk item in welke mate dit werd ervaren in de daarvoor beschreven situatie. Dit antwoord dient te worden gegeven op een vijfpunts Likert-schaal, variërend van 0 (helemaal niet van toepassing) tot 4 (heel sterk van toepassing). Dit onderzoek vroeg enkel naar de zes emoties en gevoelens die bij de subschaal schuld horen, te weten “schuldig”, “beschaamd”,
“afkeurenswaardig”, “boos op jezelf”, “walgen van jezelf” en “ontevreden over jezelf”. Schuld valt onder de negatieve affect schaal van de PANAS-x, die een zeer hoge betrouwbaarheid (α = .91) heeft. Daarnaast heeft de PANAS-x tevens een hoge validiteit, wat blijkt uit hoge
convergente correlaties (.89 tot .95) en de lage divergente correlaties (-.02 tot -.18; Watson et al., 1988). In het onderzoek werd enkel “schuldig” gebruikt voor de analyse.
Naast de zes emoties die hierboven zijn genoemd, werden een vijftal emoties van de Scale of Positive and Negative Experience (SPANE; Diener et al., 2009) opgenomen in de vragenlijst. De reden daarvoor was dat de deelnemers op deze manier niet zouden vermoeden op welke emotie van belang was voor de onderzoeksvraag. De SPANE kent een hoge
betrouwbaarheid (α = .84 voor de positieve ervaringsschaal en α = .80 voor de negatieve
ervaringsschaal; Diener et al., 2009). Daarnaast is ook de convergente en divergente validiteit in order (Diener et al., 2010). De vijf emoties van de SPANE werden eveneens afgenomen
vijfpunts Likert-schaal, variërend van 0 (helemaal niet van toepassing) tot 4 (heel sterk van toepassing). Dit waren “tevreden”, “boos”, “bang”, “blij” en “verdrietig”. De emoties van de SPANE en de PANAS-x stonden in een willekeurige volgorde op de vragenlijst.
Aan de hand van drie stellingen, die werden geselecteerd uit de Traditional Egalitarian Sex Role Scale (TESRS; Larsen & Long, 1988), werd de ideologie van de deelnemers over rolverdeling vastgesteld. De stellingen werden geselecteerd op basis van eigen inzicht over hun hedendaagse geldigheid, aangezien sommige stellingen zeer gedateerd waren. De drie stellingen waren: “Het hebben van een baan is even belangrijk voor een vrouw als het is voor een man”, “Vergeleken met de vrouw zou de man meer verantwoordelijkheid moeten nemen voor de economische ondersteuning van het gezin” en “Mannen zijn betere leiders dan vrouwen”. Deze vragen werden beantwoord op een zevenpunts Likert-schaal, oplopend van 0 (helemaal niet mee eens) tot 7 (helemaal mee eens). De eerste vraag werd vervolgens omgescoord. Een totaal score van 0, betekent dat de deelnemer zeer egalitair is. De maximale score is 21, hetgeen overeenkomt met een zeer traditionele ideologie over rolopvattingen. Deelnemers werden opgedeeld in
moderne en traditionele ideologie op basis van gemiddelde scores bij eerder onderzoek van Livingstone en Judge (6.18; 2008) en Franklin, Bouffard, en Pratt (7.20; 2012). Zodoende werd een score van 6 het cut-off point, zodat deelnemers met een score van 6 of lager een moderne ideologie voorstonden, tegenover deelnemers van 7 of hoger die een traditionele ideologie voorstonden.
De gedragsintentie werd berekend door te vragen waaraan de deelnemers hun vrije tijd zouden besteden, wanneer ze een dagdeel vrij zijn. Het antwoord diende te worden gegeven op een achtpunts Likert-schaal, oplopend van 1 (aan mijn werk) tot 8 (aan mijn kind(eren). Dit werd omgerekend naar een score op een schaal van -1 (aan mijn werk) tot 1 (aan mijn kinder(eren)). Het gedrag werd gemeten aan de hand van een impliciete gedragsmaat. Aan de deelnemers werd gemeld dat het onderzoek was afgelopen en ze kans maakten op een cadeaubon. Ze mochten zelf een voorkeur geven voor de site waarvan ze een cadeaubon gingen kiezen. De deelnemers dienden de acht gegeven sites te rangschikken op voorkeur. De helft van de sites was
werkgerelateerd en was bijvoorbeeld gericht op de verkoop van kantoorartikelen. De andere helft betrof kindgerelateerde sites die bijvoorbeeld speelgoed aanboden. De vier hoogst gerangschikte keuzes werden omgezet naar een schaal van -1 (maximale werkgerelateerde cadeaukeuze) tot 1 (maximale kindgerelateerde cadeaukeuze). Alle vier de keuzes telden even zwaar. Iedere
werkgerelateerde site betekende een score van -0,25 op deze schaal, terwijl een kindgerelateerde site een score van +0,25 inhield.
Procedure
Alle deelnemers vernamen dat ze meededen met een onderzoek over rolverdeling in het gezin. Daarna dienden de deelnemers nog enkele vragen te beantwoorden over hun persoonlijke situatie, zodat demografische variabelen in kaart konden worden gebracht. De mannelijke en de vrouwelijke deelnemers werden op basis van hun geslacht ingedeeld in respectievelijk de vader en de moeder conditie. Voorts werden ze willekeurig ingedeeld in één van de vier
onderzoekscondities, waarvan de hierboven beschreven theorie en methode aansluit op één daarvan. Aansluitend beschreven ze de situatie. Vervolgens vulden de deelnemers de PANAS-X in en gaven ze antwoord op de drie stellingen van de Egalitarian Sex Role Scale. De
gedragsintentie en gedragsmaat werden als laatste gemeten. Alle vragen en stellingen werden beantwoord op de mobiel dan wel tablet, door middel van een applicatie, of op de computer middels een link naar een website. Na afloop werden de deelnemers ingelicht over de werkelijke doelstellingen van het onderzoek en kregen ze de ruimte hierover vragen te stellen.
Resultaten
Van de 190 deelnemers die waren begonnen aan de vier onderzoeken hebben 100 deelnemers het onderzoek niet volledig afgerond. Daar waren twee oorzaken voor. Ten eerste vielen sommige deelnemers niet binnen de populatie die wij onderzochten. Voor 15 deelnemers gold bijvoorbeeld dat zij of hun partner minder dan 20 uur per week werkten, het minimale aantal uur om dat onder deeltijd valt. Ten tweede heeft een deel het onderzoek (N = 85) niet afgemaakt wegens ongespecificeerde redenen. Een reden voor dit aantal kan zijn het
vrijblijvende karakter van deelname zijn, velen zegden mondeling toe het onderzoek thuis te maken. Wellicht vonden zij het onderzoek te lang duren, de kosten lagen hoger dan de baten. De overige deelnemers die zijn afgehaakt waren niet voldoende op de hoogte van de voorwaarden voor deelname en konden slechts een deel van de vragenlijst maken. Voorts werd één deelnemer uitgesloten, omdat het onderzoek niet binnen het uur was afgerond en de validiteit daarmee in het geding kwam. Eén deelnemer werd geëxcludeerd, omdat zij het doel van ons onderzoek had geraden.
De 88 overige deelnemers zijn willekeurig onderverdeeld over de vier condities. Daarvan vielen negentien deelnemers in de conditie relevant voor het huidige onderzoek, waarbij men een situatie waarin extra tijd in de zorgtaken was geïnvesteerd behoorde te beschrijven. Bij nadere analyse van de data bleek dat zeven deelnemers geen voorbeeld van een situatie hadden gegeven. Vier van hen konden zich geen voorbeeld herinneren dat plaatsvond in de afgelopen vier weken. Twee deelnemers gaven aan de vraagstelling niet goed te begrijpen. Eén deelnemer gaf een onlogisch antwoord: “Since we are from other country, we keep speaking our language at home”. Zodoende bleven slechts twaalf deelnemers over, waarvan bovendien maar vijf mannen.
Als gevolg van deze lage steekproef werd voor de statistische analyse de behandelde conditie samengevoegd met een andere conditie die daar zeer sterk op leek. Het verschil tussen beide condities zat in de vraagstelling over de situatie. In de huidige conditie werd gevraagd naar een voorbeeld waarin extra tijd aan zorgtaken werd besteed die men normaliter anders besteedde. In de andere conditie werd gevraagd naar een situatie waarin de deelnemer voorkeur gaf aan zorgtaken, ten koste van een werktaak. De antwoorden van de deelnemers kwamen daarenboven sterk overeen. Zo werd een ziek kind in beide condities als voorbeeld aangedragen. Gegeven antwoorden waren respectievelijk: “Mijn kind was ziek, dus bleef een dag thuis. Ik werkte
daarom vanuit huis. Ging prima.” en “Kinderen ziek in de avond hoge koorts en lamlendig. ‘s Nachts slechts slapen. De volgende ochtend moesten ze naar school maar konden niet. Er was geen oppas voor handen. Baas gebeld en aangegeven dat ik niet kon komen.” Andere
vergelijkbare situaties hadden bijvoorbeeld betrekking op het ophalen van kinderen van crèche of school. Omdat zowel de gestelde vraag als de gegeven antwoorden overeen kwamen, was het mijn inziens mogelijk beide condities samen te voegen. Derhalve werden de resultaten van 31 deelnemers geanalyseerd.
Allereerst was het relevant de beschrijvende statistieken te analyseren. Hieruit kon worden opgemaakt of de steekproef representatief was. Van de 31 deelnemers was vijftien man en zestien vrouw. Gemiddeld hadden zij 1.55 kind per persoon. Het gemiddelde
opleidingsniveau zat tussen HBO en WO in (M = 4.39, SD = .80). De gemiddelde leeftijd viel in de leeftijdscategorie 30 tot 35 jaar (M = 4.74, SD = 1.13). Qua rolopvatting waren de deelnemers gemiddeld moderner dan de steekproeven die werden geanalyseerd door Livingstone en Judge (2008) en Franklin et al. (2012), namelijk M = 5.87. Uit de -toets tussen gender en het aantal uur dat de deelnemer werkt bleek geen verband te bestaan, (2) = 1.52, p = .47. Dit impliceerde dat vaders en moeders in de huidige steekproef evenveel werkten.
De hoofdanalyse bestond uit het een vergelijking tussen mannen en vrouwen die tijd aan zorgtaken hadden besteed in plaats van aan werktaken en of dit zou leiden tot
compensatiegedrag. Dit effect zou gemedieerd worden door schuldgevoelens, zo luidde de hypothese, waarbij mannen zich schuldig zouden voelen over tijdsbesteding aan zorgtaken en vrouwen over tijdsbesteding aan werktaken. Alvorens een t-toets kon worden uitgevoerd over schuldgevoelens met als factor gender, diende de assumpties te worden gecheckt. Volgens Levene’s toets was de variantie gelijk voor mannen en vrouwen, F(1, 29) = .05, p > .05. Uit de Shapiro-Wilk test bleek dat de data significant afweken van de normale verdeling, zowel voor vaders (W(15) = .75, p < .01) als voor moeders (W(16) = .85, p < .05). Zodoende werd de analyse uitgevoerd aan de hand van de non-parametrische Mann-Whitney toets. Gemiddeld bleken vrouwen zich schuldiger te voelen (M = 2.19, SD = 1.11) dan mannen (M = 1.93, SD = 1.10). Dit verschil was echter niet significant, U = 104.00, p = .55. Bovendien was het effect klein r = .12.
Compensatiegedrag werd in het onderzoek onderzocht door de gedragsintentie te meten en aan de hand van een impliciete gedragsmaat. Beschrijvende statistieken wezen uit dat de gedragsintentie verschillen tussen de beide genders. Vaders hadden sterkere intentie om zorgtaken op zich te nemen (M = .56, SD = .37) dan moeders (M = .51, SD = .53). De variantie tussen mannen en vrouwen was niet gelijk volgens Levene’s toets, F(1, 29), p < .05. De
assumptie van een gelijke verdeling werd eveneens geschonden bleek uit de Shapiro-Wilk test. Voor vaders (W(15) = .87, p < .05) evengoed als voor moeders (W(16) = .82, p < .01). Zodoende werd voor beide genders een non-parametrische toets uitgevoerd. Dientengevolge bleek uit de Mann-Whitney test dat het verschil niet significant was (U = 114.50, p = .83) en het effect was dan ook te verwaarlozen r = .05. Daarnaast werd onderzocht of gender een effect had op de impliciete gedragsmaat. Het bleek dat vrouwen zich meer ten faveure van het kind gedragen (M = .64, SD = .41) dan mannen (M = .58, SD = .40). Aan de assumptie van homogeniteit werd voldaan volgens Levene’s toets (F(25) = .17, p = .68). De assumptie van normaliteit werd echter geschonden voor beide genders (W(13) = .81, p < .05 voor vaders en W(14) = .77, p < .01 voor moeders). Hierdoor moest de non-parametrische Mann-Whitney toets worden gehanteerd.
Daaruit kwam naar voren dat het verschil niet significant was (U(27) = 82.00, p = .69). Het effect was bovendien gering (r = .08).
Omdat alle geanalyseerden verbanden niet significant bleken, had het geen zin de mediatie-analyse uit te voeren. Een mogelijke verklaring hiervoor is de ideologie van de
deelnemers, die modern of traditioneel is. Dit zou betekenen dat het niet zozeer de eigen gender is die de genderrol bepaalt en de daaraan gekoppelde stereotypen. Veeleer zou de ideologie over rolopvatting leiden tot bepaalde normen over hoe men zich dient te gedragen. Het niet voldoen aan deze normen zou dan schuldgevoelens tot gevolg hebben. Om dit te onderzoeken werd een t-toets uitgevoerd over schuldgevoelens met als factor moderne dan wel traditionele rolopvatting. Deelnemers met een moderne rolopvatting bleken zich even schuldig te voelen (M = 2.06, SD = 1.11) als deelnemers met een traditionele rolopvatting (M = 2.08, SD = 1.11). Uit Levene’s toets kwam naar voren dat de variantie gelijk was over beide condities (F(29) = .09, p = .77). Aan de hand van de Shapiro-Wilk test werd aangetoond dat ideologieën niet normaal verdeeld waren. Voor de moderne ideologie gold een W(18) = .81, p < .01 en voor de traditionele ideologie een W(13) = .79, p < .01. De non-parametrische Mann-Whitney toets toonde aan dat het minieme verschil niet significant was, U(31) = 116.00, p = .98.
Een andere mogelijkheid is dat de ideologie over rolopvatting een andere rol speelt bij moeders dan bij vaders, zoals werd aangetoond bij tweeverdienende gezinnen in Spanje (Martinez et al., 2011). Uit een chikwadraattoets tussen gender en ideologie bleek tussen beide geen verband te bestaan, (2) = .27, p = .61. De kans dat een deelnemers een moderne ideologie had was, gebaseerd op de odds ratio, 1.45 maal groter wanneer de deelnemer een vrouw was. Ondanks het gebrek aan significante effecten werd toch een mediatie analyse uitgevoerd. In de tweeweg variantie-analyse voor schuldgevoelens met als factoren gender en rolopvatting was de variantie gelijk verdeeld volgens Levene’s F(3, 27) = .27, p = .85. Een significant hoofdeffect bleek niet te zijn opgetreden, van gender(F(1, 27) = .89, p = .35) noch van rolopvatting (F(1, 27) = .01, p = 91. Er was sprake van een licht interactie effect tussen gender en rolopvatting, F(1, 27) = 3.36, p = .08. Dit interactie effect hield in dat traditionele vaders zich minder schuldig voelden dan moderne vaders wanneer zij zorgtaken lieten prevaleren boven werktaken. Omgekeerd gold dat de traditionele moeders zich juist schuldiger voelden in vergelijking met de traditionele moeders. Deze trend, die 11% van de variantie verklaarde, was omgekeerd van de verwachtte relatie.
Discussie
In dit onderzoek werd onderzocht of mannen zich schuldiger voelen dan vrouwen
wanneer zij zorgtaken laten prevaleren boven werktaken en of ze proberen deze schuldgevoelens te compenseren met gedrag. Er werd geen duidelijk effect gevonden van gender op zowel
schuldgevoelens als compensatiegedrag. Hoewel sommige gemiddeldes van elkaar verschilden, bleek geen van deze verschillen significant. Ten eerste bleek uit het onderzoek geen verschil tussen vaders en moeders op compensatoir gedrag of de intentie daartoe. Daarnaast werd geen onderscheid geconstateerd tussen beide genders op schuldgevoelens. Als laatst bleek dat schuld geen effect had op het gedrag. Dientengevolge moet de hypothese dat schuld een mediërende rol zou spelen worden verworpen. Hiervoor zijn verschillende verklaringen te vinden, van zowel theoretische als operationele aard. Hier komen we later op terug.
Evenmin werd een duidelijk verband gevonden tussen gender en moderne of traditionele rolopvatting en de invloed die het zou hebben op schuldgevoelens. De deelnemers verschilden niet wat betreft rolopvatting en rolopvatting bleek geen verband te hebben met schuldgevoelens. Wanneer echter zowel gender als rolopvatting in ogenschouw werd genomen, tekende zich een zwak verband af. De bevindingen waren in tegenspraak met het onderzoek van Martinez en collega’s (2011). Volgens hen zouden vaders met een moderne rolopvatting zich schuldig voelen indien ze niet aan de opvoedkundige verantwoordelijkheden voldeden, terwijl dit voor moeders geldt met een traditionele rolopvatting. Toch kunnen hier geen harde conclusies uit worden getrokken, omdat voor de rest geen verbanden werden geconstateerd.
De rol van de ideologie over rolopvatting werd in het huidige onderzoek gedeeltelijk onderzocht, aan de hand van slechts drie stellingen. De deelnemers hadden gemiddeld genomen een moderne ideologie over rolopvatting dan steekproeven die in eerdere onderzoeken zijn gebruikt ( Livingstone & Judge, 2008; Franklin et al., 2012). Bovendien was bij dit onderzoek gekozen voor drie van de meer moderne stellingen uit de vragenlijst van Larsen en Long (1988). De meeste van de ouders die in de traditionele categorie vielen, scoorden nauwelijks hoger dan het cut-off point. Als dit in aanmerking wordt genomen is de ideologie van de huidige steekproef waarschijnlijk meer modern in vergelijking met eerdere onderzoeken dan hier werd gesteld. Dat betekent dat de vaders en moeders in dit onderzoek waarschijnlijk vaker een moderne ideologie over rolopvatting hanteren dan in dit onderzoek is meegenomen.
De moderne rolopvatting kwam wellicht voort uit het hoge opleidingsniveau van de steekproef en kan mogelijk de resultaten hebben beïnvloed. De deelnemers hadden een
gemiddeld opleidingsniveau dat tussen HBO en WO in lag, terwijl 58% van de Nederlanders van 35 jaar geen hoger onderwijs heeft gevolgd (CBS, 2015b). De deelnemers leken aldus moderne burgers die zich minder aantrekken van de traditionele stereotypen op rolverdeling. Uit de beschrijvende statistieken kwam bovendien naar voren dat in deze steekproef vaders en moeders niet duidelijk van elkander verschillen qua werkuren. Dit kan de data hebben beïnvloed, doordat deze ouders zich dermate bewust waren van verplichtingen die de moderne maatschappij van hen vraagt, dat zij zich niet schuldig voelden indien zij niet aan hun genderrol voldoen. Bovendien is het heden ten dage relatief gemakkelijk thuis te werken, gezien de technologische mogelijkheden om te communiceren met collega’s.
Een mankement van het onderzoek was de operationalisatie van de situatie. Ten eerste konden enkele deelnemers zich de gevraagde situatie niet voor de geest halen, althans niet in de afgelopen vier weken. Daarnaast haalden veel deelnemers een situatie aan waarin zij een ziek kind hadden. Het is zeer goed voor te stellen dat een dergelijke situatie niet tot schuldgevoelens leidt. Wellicht was het juister geweest een situatie aan de deelnemers voor te leggen waarin zij zich moesten inleven, alvorens naar de corresponderende emoties te vragen. Een voorbeeld zou een situatie zijn waarin een ouder door willekeurige selectie mee moet op een schoolreis, met als gevolg de afwezigheid op een belangrijke vergadering. Op deze manier hadden in ieder geval meer deelnemers het onderzoek ingevuld met bruikbare data.
Ook de gedragscompensatie was mogelijk niet optimaal. Doordat de deelnemers vaak in de buurt van hun kinderen waren, lijkt het voor de hand liggend dat zij bij het kiezen van een cadeautje het belang van hun kind zwaarder lieten wegen dan normaal. Dit is verklaarbaar door het effect van priming, waarbij zojuist waargenomen stimuli impliciet het gedrag of de
dierentuin waar zij met hun kind(eren) waren. Derhalve vormden de (eigen) kinderen en de omgevingsfactoren stimuli die hun rol als ouder saillant maakten. Ook via sites gericht op ouders werden deelnemers benaderd. Opnieuw werd hierdoor hun rol als ouder saillant gemaakt. Verder onderzoek dient dit in ogenschouw te nemen door ouders in een neutrale context het onderzoek af te laten leggen.
Een derde verklaring voor de resultaten was het lage aantal deelnemers dat het
experiment volledig en bruikbaar heeft ingevuld. Hierdoor is het lastig statistische verschillen significant te maken. Daarnaast verkleint het de kans op een acceptabele effectgrootte. Het leidt bovendien tot een grotere variantie, hetgeen de resultaten ondermijnd. Vervolgonderzoek zal langer de tijd moeten nemen voor het experiment en wellicht een hogere beloning schenken voor deelname.
Opgemaakt kan worden dat de steekproef niet representatief, de operationalisatie niet optimaal en de steekproef te klein was voor een gedegen conclusie. Desalniettemin bleken moderne of traditionele rolopvatting enigszins bepalend voor de schuldgevoelens en kwam naar voren dat dit effect omgekeerd is voor vader en moeders. Dit effect was echter omgekeerd aan de bevindingen van Martinez en collega’s (2011). Een mogelijke verklaring hiervoor is de moderne opvatting die de steekproef gemiddeld genomen had over rolverdeling binnen het gezin. Voor de hoogopgeleide en moderne deelnemersgroep gelden stereotypen van de man als kostwinnaar en de vrouw als verzorger niet langer. Dit onderzoek liet verder zien dat schuldgevoelens niet leiden tot compensatiegedrag noch tot de intentie daartoe. Toch is het aannemelijk dat de afwezigheid van dit verband voortkomt uit de onderzoeksopzet, aangezien schuld normaliter compensatoir gedrag teweeg brengt (Frijda, Kijpers, & Ter Schure, 1989).
De verschillen tussen mannen en vrouwen zijn evident op de arbeidsmarkt (CBS, 2015c; PwC, 2013), evenals in het huishouden (Hochschild & Machung, 2012). Dit komt voort uit stereotypen en houdt deze bovendien ten dele in stand. In het huidige onderzoek kwamen de stereotypen niet duidelijk naar voren. Mannen en vrouwen werkten beiden evenveel en vertoonden hetzelfde onderzochte gedrag. Wellicht verwerpen deze moderne ouders de
stereotypen en onderschrijven zij de bevinden van Hyde (2005) dat verschillen tussen mannen en vrouwen niet zo groot zijn als algemeen wordt aangenomen.
Literatuurlijst
Centraal Bureau voor de Statistiek. (2013). Geraadpleegd op 27 februari 2016, van
http://www.cbs.nl/nl-NL/menu/themas/dossiers/vrouwen-en-mannen/publicaties/artikelen/archief/2013/2013-3729-wm.htm
Centraal Bureau voor de Statistiek. (2014). Geraadpleegd op 26 maart 2016, van
http://www.cbs.nl/nl-NL/menu/themas/arbeid-sociale-zekerheid/publicaties/artikelen/archief/2014/2014-eu-meetlat-deeltijd-art.htm Centraal Bureau voor de Statistiek. (2015a). Geraadpleegd op 26 maart 2016, van http://www.cbs.nl/nl-NL/menu/themas/arbeid-sociale-zekerheid/publicaties/artikelen/ rchief/2015/meer-tweeverdieners-met-een-voltijdbaan-en-een-grote-deeltijdbaan.htm Centraal Bureau voor de Statistiek. (2015b). Geraadpleegd op 2 mei 2016, van http://statline.cbs.nl/Statweb/publication/?DM=SLNL&PA=82837ned&D1=0-5&D2=0&D3=0&D4=a&D5=6-11&VW=T
Centraal Bureau voor de Statistiek. (2015c). Geraadpleegd op 27 maart 2016, van http://www.cbs.nl/nl-NL/menu/themas/arbeid-sociale-zekerheid/publicaties/barometer-beroepsbevolking/werkzame-beroepsbevolking-deeltijd.htm
Diener, E., Wirtz, D., Biswas-Diener, R., Tov, W., Kim-Prieto, C., Choi, D. W., & Oishi, S. (2009). New measures of well-being, Springer Netherlands. 247-266.
Diener, E., Wirtz, D., Tov, W., Kim-Prieto, C., Choi, D. W., Oishi, S., & Biswas-Diener, R. (2010). New well-being measures: Short scales to assess flourishing and positive and negative feelings. Social Indicators Research, 97(2), 143-156.
Eagly, A. H. (2013). Sex differences in social behavior: A social-role interpretation. Psychology Press.
Franklin, C. A., Bouffard, L. A., & Pratt, T. C. (2012). Sexual assault on the college campus fraternity affiliation, male peer support, and low self-control.Criminal Justice and Behavior, 39(11), 1457-1480.
Frijda, N. H., Kuipers, P., & Ter Schure, E. (1989). Relations among emotion, appraisal, and emotional action readiness. Journal of personality and social psychology, 57(2), 212-228.
Hyde, J. S. (2005). The gender similarities hypothesis. American psychologist,60(6), 581-592.
Larsen, K. S., & Long, E. (1988). Attitudes toward sex-roles: Traditional or egalitarian?. Sex Roles, 19(1-2), 1-12.
Livingston, 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(5), 994-1012.
Kubany, E. S., & Watson, S. B. (2003). Guilt: Elaboration of a multidimensional model. The Psychological Record, 53(1), 51-90.
Hochschild, A., & Machung, A. (2012). The second shift: Working families and the revolution at home. Penguin, 258-262.
Marsiglio, W., Amato, P., Day, R. D., & Lamb, M. E. (2000). Scholarship on fatherhood in the 1990s and beyond. Journal of marriage and family, 62(4), 1173-1191.
Martínez, P., Carrasco, M. J., Aza, G., Blanco, A., & Espinar, I. (2011). Family gender role and guilt in Spanish dual-earner families. Sex Roles, 65(11-12), 813-826.
McClain, L. R. (2011). Better parents, more stable partners: Union transitions among cohabiting parents. Journal of Marriage and Family, 73(5), 889-901.
McElwain, A. K., Korabik, K., & Rosin, H. M. (2005). An examination of gender differences in work-family conflict. Canadian Journal of Behavioural Science/Revue canadienne des sciences du comportement, 37(4), 269-284.
Pleck, J. H. (1997). Paternal involvement: Levels, sources, and consequences. PrincewaterhouseCoopers. (2015). Geraadpleegd op 27 maart 2016, van
http://www.pwc.co.uk/assets/pdf/women-in-work-index-2015.pdf
Rudman, L. A., Mescher, K., & Moss-Racusin, C. A. (2013). Reactions to gender egalitarian men: Perceived feminization due to stigma-by-association.Group Processes & Intergroup Relations, 16(5), 572-599.
Steele, C. M., & Aronson, J. (1995). Stereotype threat and the intellectual test performance of African Americans. Journal of personality and social psychology, 69(5), 797.
Vandello, J. A., Hettinger, V. E., Bosson, J. K., & Siddiqi, J. (2013). When equal isn't really equal: The masculine dilemma of seeking work flexibility.Journal of Social Issues, 69(2), 303-321.
Watson, D., & Clark, L. A. (1999). The PANAS-X: Manual for the positive and negative affect schedule-expanded form.
Watson, D., Clark, L. A., & Tellegen, A. (1988). Development and validation of brief measures of positive and negative affect: the PANAS scales. Journal of personality and social psychology, 54(6), 1063-1070.
