De Invloed van de ‘Houd me Vast’-Cursus op
Relatieonderhoudend Gedrag
Masterthese Klinische Psychologie Naam: Isa van Barneveld
Studentnummer: 6069118 Begeleider: dr. H.J. Conradi Datum: 04-03-2015
INHOUD ABSTRACT 3 INTRODUCTIE 4 - 8 METHODEN 9 - 12 RESULTATEN 13 - 26 DISCUSSIE 27 - 33 APPENDIX 34 REFERENTIES 35 - 36
3
ABSTRACT
Een interessante vraag is of een interventie voor stellen met relatieproblematiek met emotie als aangrijpingspunt, naast gevolgen op emotioneel niveau ook invloed heeft op relationeel gedrag. Dit verslag beschrijft een onderzoek naar de invloed van de ‘Houd me vast’-cursus (een groepscursus voor stellen gebaseerd op Emotion-Focused Therapy for Couples, EFTC) op relatieonderhoudend gedrag gemeten met de Maintenance Behavior schaal, op korte en lange termijn. Er bleek een positieve invloed te zijn, waarbij bleek dat behaalde resultaten op de lange termijn beter werden vastgehouden door cursisten uit een niet-klinische steekproef dan door cursisten uit een klinische steekproef. Om resultaten verder te kunnen differentiëren, is er door middel van een factoranalyse onderzocht of er subschalen aan het meetinstrument onderscheiden kunnen worden, wat het geval bleek. Deze studie laat voornamelijk zien dat effecten van emotiegerichte interventies voor stellen met relatieproblematiek verder reiken dan emotie en hechtingsgedrag, en ook invloed op alledaags relationeel gedrag hebben.
4
INTRODUCTIE
Problemen in liefdesrelaties komen veel voor (Snyder, Castellani & Whisman, 2006). Vaak zijn ze alledaags en overkomelijk. Voor sommige stellen echter kunnen problemen zodanig op de voorgrond treden dat de impact ervan te groot wordt. Partnerrelatieproblematiek gaat veelvuldig samen met allerlei andere psychische klachten, zoals depressie (Whisman, 2001, aangehaald in Byrne, Carr & Clark, 2004) en angststoornissen (McLeod, 1994, aangehaald in Byrne et al., 2004). Als partners er met zijn tweeën niet meer uit komen maar scheiding niet als gewenste optie zien, kunnen zij besluiten professionele hulp te zoeken. Vanaf de jaren zeventig worden mensen effectief behandeld voor partnerrelatieproblematiek. (Snyder, et al., 2006). Aanvankelijk gebeurde dit vooral met behavioural couples therapy (BCT), waarbij gedrag het primaire aangrijpingspunt van behandeling is. In BCT leren partners positief gedrag te versterken en negatief gedrag te verminderen, beter te communiceren en beter problemen op te lossen. BCT is effectief gebleken in een meta-analyse van dertig randomized
controlled trials (Shadish & Baldwin, 2003).
Johnson en Greenberg (1985a) meenden echter dat er bij relatieproblematiek niet slechts sprake is van problematisch gedrag, maar dat het probleem dieper gaat. Verondersteld werd dat bij relatieproblematiek de emotionele band tussen de partners beschadigd is of nooit optimaal ontwikkeld is geweest. Op grond hiervan ontwikkelden en onderzochten Johnson en Greenberg (1985ab) emotion-focused therapy for couples (EFTC). EFTC komt voort uit individuele emotion-focused therapy (EFT) en neemt niet het gedrag als primair
aangrijpingspunt van behandeling, maar de emotie. Daarnaast is EFTC gebaseerd op het uitgangspunt dat er bij een partnerrelatie sprake is van een hechtingsband (Bowlby, 1988, aangehaald in Johnson, Hunsley, Greenberg & Schindler, 1999). Een hechtingsband kan gedefinieerd worden als een emotionele band tussen twee mensen die bepaald wordt door de mate waarin zij toegankelijk en responsief ten aanzien van elkaars hechtingsbehoeften zijn (Baldwin, 1992; Bretherton, 1993, aangehaald in Johnson & Whiffen, 1999).
Hechtingsbehoeften zijn behoefte aan aandacht, troost, steun, intimiteit, zorg, waardering, geruststelling, kortom een ‘veilige haven’. Een hechtingsband is veilig wanneer beide partners toegankelijk en responsief ten aanzien van elkaars hechtingsbehoeften zijn. Is dit niet het geval, dan is er sprake van een onveilige hechtingsband (Bowlby, 1988, aangehaald in Johnson & Whiffen, 1999). Het is mogelijk dat de band beschadigd is geraakt doordat het vertrouwen dat de partner toegankelijk en responsief is, is geschaad. Iemand verliest
5
verzoek. Ook kan het zijn dat de band nooit veilig is geweest, als gevolg van de door Bartholomew (1990, aangehaald in Johnson & Whiffen, 1999) beschreven vermijding van intimiteit en/of angst voor afwijzing en verlating. Deze vermijding en angst hebben vaak hun wortels in vroegere hechtingservaringen, met name ervaringen met de primaire verzorger in de kindertijd (Bartholomew & Horowitz, 1991, aangehaald in Johnson & Whiffen, 1999).Een kind dat door zijn moeder mishandeld wordt, leert door ervaring dat mensen je pijn doen als ze dichtbij komen, en zal mogelijk op latere leeftijd intimiteit met zijn partner vermijden en zijn hechtingsbehoeften deactiveren. Het kan ook dat een kind van wie de moeder inconsistent is in het geven van aandacht, leert dat hij aanklampend, excessief aandachtzoekend gedrag moet vertonen om aandacht te krijgen voor zijn hechtingsbehoeften. De hechtingsbehoeften worden dan gehyperactiveerd. Op latere leeftijd kan dit patroon zich in een partnerrelatie gaan herhalen.
EFTC is erop gericht om ten eerste bewustwording van hechtingsangsten en
-behoeften te verhogen. Hierna leren de partners hoe zij deze kunnen uiten en in elkaars hechtingsbehoeften tegemoet kunnen komen. Kortgezegd worden emoties onderzocht op hun betekenis. Vaak is de onderliggende, primaire emotie (angst voor afwijzing of verlating) overdekt door een secundaire emotie. (Johnson & Greenberg, 1988). Zo kan iemand die vaak boos is op zijn partner onderliggend heel bang zijn de partner te verliezen. In EFTC krijgt de secundaire emotie ‘boosheid’ dan de betekenis ‘angst’ en leert diegene deze onzekerheid en kwetsbaarheid te uiten op een zachte, effectieve manier naar de partner toe in plaats van in boos gedrag. Zo wordt een veilige, zekere hechtingsband bewerkstelligd of hersteld. EFTC is effectief gebleken in een meta-analyse van vier randomized controlled trials (Johnson, Greenberg, Hunsley & Schindler, 1999).
Dunn en Schwebel (1995) concludeerden in een meta-analyse dat BCT en EFTC even
effectief zijn. Doss, Thum, Sevier, Atkins en Christensen (2005) concludeerden daarbij in een meta-analyse van procesonderzoeken dat beide effectief zijn in het aanbrengen van
verandering op datgene waar de behandeling op gericht is. Dat wil zeggen dat BCT verandering in relationeel gedrag teweegbrengt (bijvoorbeeld Baucom & Mehlman, 1984, aangehaald in Doss et al., 2005) en EFTC voor verandering in emoties zorgt (e.g. Johnson en Greenberg, 1985, aangehaald in Doss et al., 2005). Het is echter ook een interessante vraag of
EFTC invloed heeft op relationeel gedrag. Het antwoord hierop zou kunnen bijdragen aan
kennis over hoe verandering in hechtingsemoties verandering in relationeel gedrag kan veroorzaken.
6
Dunn en Schwebel (1995) onderzochten in hun meta-analyse het effect van
partnerrelatietherapie op relationeel gedrag. Vanwege raakvlakken tussen insight-oriented
marital therapy (IOMT, Snyder & Wills, 1991, aangehaald in Dunn & Schwebel, 1995) en EFTC, werden de drie studies naar IOMT en de twee studies naar EFTC samengenomen en
werd er een gecombineerd effect op relationeel gedrag bepaald. Geconcludeerd werd dat er een positieve invloed was op relationeel gedrag, waarbij het dus niet duidelijk werd in hoeverre het effect afkomstig was van IOMT danwel van EFTC. Omdat twee van de vijf studies EFTC betroffen, lijkt het wel aannemelijk dat EFTC invloed kan hebben op relationeel gedrag. In de huidige studie werd gepoogd meer helderheid te geven hierover.
Om stellen te helpen bij relatieproblematiek, schreef Johnson (2008) het boek ‘Hold me
Tight’. Het boek beschrijft zeven gesprekken voor het versterken van de hechtingsband met
de partner, gebaseerd op de stappen van EFTC. Aan de hand van dit boek werd een gelijknamig, internationaal bekend psycho-educatieprogramma opgezet, dat in Nederland bekend staat als het ‘Houd me vast’-programma. In dit programma wordt EFTC in een groepssetting toegepast, maar er wordt geen gebruikgemaakt van de groepsdynamiek voor therapeutische doeleinden. De deelnemende stellen krijgen educatie over hechting, doen rollenspelen en krijgen huiswerk mee. Strikt genomen betreft het programma geen therapie, maar de cursisten doorlopen wel op intensieve wijze dezelfde fasen als bij EFTC. De effectiviteit van de ‘Houd me vast’-cursus wordt momenteel onderzocht. De cursus is volledig gebaseerd op EFTC, maar omdat er uiteraard niet te vermijden verschillen bestaan tussen individuele therapie en een groepspsycho-educatieprogramma, is het een interessante vraag of de cursus dezelfde effecten heeft als EFTC. De huidige studie onderzocht daarom of de ‘Houd me vast’-cursus van invloed is op relationeel gedrag.
Een belangrijk aspect van relationeel gedrag is relatieonderhoudend gedrag. Ogolsky en Bowers (2012) concludeerden in een meta-analyse van 35 onderzoeken dat
relatieonderhoudend gedrag positief samenhangt met relatietevredenheid, liefhebben en betrokkenheid. Relatieonderhoudend gedrag, vertaald uit het Engelse relational
maintenance behaviour, kan omschreven worden als waarneembaar gedrag dat het behoud
van een goede relatie ondersteunt (Stafford & Canary, 1991). De conceptualisatie van relatieonderhoudend gedrag heeft door de jaren heen wat ontwikkelingen ondergaan. Aanvankelijk werden vijf componenten onderscheiden (Stafford & Canary, 1991), te
7
weten positiviteit (bijvoorbeeld opgewekt gedragen), zekerheid (bijv. genegenheid tonen), openheid (bijv. de partner aanmoedigen zijn/haar gevoelens te delen), sociaal netwerk (bijv. tijd doorbrengen met gezamenlijke vrienden) en taken (bijv. evenredig helpen bij taken die gedaan moeten worden). Later werd dit aantal onderscheiden componenten herzien tot zeven componenten (Stafford, Dainton & Haas, 2000). De component openheid werd opgesplitst in self-disclosure (bijv. de kwaliteit van de relatie bespreken) en advies (bijv. de partner advies geven over problemen), en de component positiviteit werd opgesplitst in positiviteit en conflicthantering (bijv. proberen samen een conflict op te lossen).
Ogolsky en Bowers (2012) stelden in hun meta-analyse dat er sekseverschillen bestaan wat betreft relatieonderhoudend gedrag. Geconcludeerd werd dat vrouwen meer relatieonderhoudend gedrag vertonen dan mannen. Eerdere onderzoeksresultaten
hieromtrent zijn echter niet eenduidig, zo concludeerden Stafford en Canary (1991) dat juist mannen meer relatieonderhoudend gedrag vertonen.
De huidige studie onderzocht de invloed van de ‘Houd me vast’-cursus op
relatieonderhoudend gedrag. In lijn met de conclusie van Dunn en Schwebel (1995) was de verwachting dat er een positieve invloed bestaat. Om een zo volledig mogelijk beeld te verkrijgen, zijn lange termijneffecten meegenomen, waarbij werd verondersteld dat het verwachte effect van de cursus behouden zou blijven op lange termijn. Tevens werd de wachtperiode voorafgaand aan de ‘Houd me vast’-cursus meegenomen in het onderzoek, hierin werd geen verandering in relatieonderhoudend gedrag verwacht. Zo zijn de volgende drie hypothesen ontstaan.
Hypothese 1: Relatieonderhoudend gedrag blijft gelijk gedurende de wachtperiode voorafgaand aan de ‘Houd me vast’-cursus, dat is tussen de pre-wachtlijstmeting en de pre-treatmentmeting.
Hypothese 2: Relatieonderhoudend gedrag neemt toe tijdens de ‘Houd me vast’-cursus, dus de score op relatieonderhoudend gedrag is hoger bij de post-treatmentmeting dan bij de pre-treatmentmeting.
Hypothese 3: Behaalde winst blijft behouden op lange termijn. Met andere woorden, relatieonderhoudend gedrag blijft gelijk tussen de post-treatmentmeting en de follow-up-metingen.
8
Een drietal exploraties is meegenomen in het onderzoek. Om kennis over welke specifieke veranderingen binnen relatieonderhoudend gedrag plaatsvinden, is aanvullend eerst middels confirmatieve factoranalyse onderzocht welke in de vroegere literatuur beschreven
componenten te onderscheiden zijn in de vragenlijst zoals gebruikt in de huidige studie. Met de componenten die naar voren kwamen, werden de analyses vervolgens nogmaals
uitgevoerd. Kijkend naar de beschreven componenten, is het denkbaar dat de ‘Houd me vast’-cursus een verschillende invloed uitoefent op de verscheidene componenten. Zo is het gezien de aangrijpingspunten van EFTC denkbaar dat partners meer zullen veranderen wat betreft bijvoorbeeld de component zekerheid dan wat betreft (huishoudelijke) taken.
Ten tweede is er exploratief gekeken naar sekseverschillen door de tijd heen wat betreft relatieonderhoudend gedrag, gezien eerdere conclusies omtrent sekseverschillen (Ogolsky & Bowers, 2012). Hierbij bestonden geen specifieke a priori verwachtingen.
Tot slot, omdat de steekproef deels bestond uit stellen waarvan één partner recentelijk ambulante behandeling in de geestelijke gezondheidszorg heeft afgerond, en deels uit stellen die niet in behandeling zijn bij de geestelijke gezondheidszorg, is er exploratief gekeken naar verschillen tussen een klinische en een niet-klinische populatie door de tijd heen. Ook voor deze exploratie waren geen specifieke a priori verwachtingen aanwezig.
9
METHODEN
Deelnemers
Deelnemers waren cursisten die de ‘Houd me vast’-cursus volgen. Er zijn 236 deelnemers geїncludeerd in deze studie, dus 118 stellen, onderverdeeld in 19 cursusgroepen van 4 tot 8 stellen. Zoals eerder genoemd was er een klinische steekproef en een niet-klinische
steekproef. Tot de klinische steekproef behoorden 8 groepen met in totaal 46 stellen. Dit waren stellen waarvan één partner recentelijk ambulante behandeling in de geestelijke
gezondheidszorg heeft afgerond. Tot de niet-klinische steekproef behoorden 11 groepen met in totaal 72 stellen die allen niet in behandeling waren bij de geestelijke gezondheidszorg. De exclusiecriteria voor deelname waren reeds in psychotherapie of relatietherapie zijn en alle DSM-IV As I en As II diagnoses. De V-code voor relatieproblematiek was hierbij uiteraard uitzondering, evenals diagnoses in remissie bij de klinische steekproef. Alle stellen waren heteroseksueel. A priori poweranalyse met behulp van het programma G*Power waarbij een effectgrootte uitgedrukt in Cohen’s d van .5 en een significantieniveau van .05 is gekozen, wijst uit dat de steekproef minstens 88 stellen diende te bevatten. De steekproefgrootte was dus afdoende voor de hypothesetoetsing.
Interventie
Per cursusgroep zijn er twee cursusleiders, welke ervaren EFT-therapeuten zijn en opgeleid tot ‘Houd me vast’-cursusleider. Elke sessie verloopt volgens een vaste structuur. Eerst wordt het huiswerk besproken en dan volgt een korte presentatie van de cursusleiders over het onderwerp van de sessie. Vervolgens wordt er gekeken naar een videofragment over een stel, waarna een nabespreking in de groep volgt. Dan volgt een rollenspel per stel uitgevoerd, wat ook wordt nabesproken. Tot slot wordt het huiswerk voor de volgende sessie besproken. Sessies zijn wekelijks, duren 2 uur en de volgorde van de sessies is gebaseerd op het boek
‘Hold me Tight’ (Johnson, 2008). De inhoud per sessie ziet er in het kort als volgt uit.
Sessie 1: een algemeen beeld van de relatieproblematiek wordt gevormd. Sessie 2: negatieve interactiepatronen worden geïdentificeerd.
Sessie 3: onbewuste hechtingsangsten worden geïdentificeerd.
Sessie 4: er wordt per stel teruggekeken op een eigen voorbeeld van een typisch negatief interactiepatroon.
Sessie 5: aandacht, responsiviteit en betrokkenheid wordt geoefend zodat de partners elkaars hechtingsangsten (angst voor intimiteit, afwijzing of verlating) en
10
hechtingsbehoeften (behoefte aan aandacht, bekrachtiging en steun van de partner) leren kennen.
Sessie 6: de partners vergeven elkaars hechtingskwetsuren.
Sessie 7: de partners leren hoe zij hun band kunnen versterken door fysieke intimiteit. Sessie 8: de partners leren hoe zij hun liefde levend kunnen houden, en terugval kunnen voorkomen.
Meetinstrument
De vragenlijst Maintenance Behaviour (MB) zoals deze gebruikt werd in de huidige studie, is eerder vertaald en gebruikt voor onderzoek op de Vrije Universiteit in Amsterdam. De lijst bestaat uit in totaal vijfentwintig vertaalde items van de Relational Maintenance Strategies
Measures (RMSM, Stafford & Canary, 1992) en de herziene versie van de RMSM (Stafford et
al., 2000). Alle items beginnen met ‘Heeft u / bent u in de afgelopen twee weken…’. Er wordt dus gevraagd naar het eigen gedrag, niet het gedrag van de partner. Antwoordmogelijkheden zijn ‘niet’, ‘soms’, ‘regelmatig’ en ‘bijna elke dag’, die respectievelijk de waarden 1, 2, 3 en 4 toegekend krijgen. Een voorbeelditem is ‘Heeft u in de afgelopen twee weken genegenheid voor uw partner aan hem/haar getoond?’ Voor een lijst met alle items, zie Appendix. De Cronbach’s alfa van de vragenlijst is berekend in softwareprogramma SPSS en is .90. De interne consistentie is dus goed.
Procedure
Het onderzoeksdesign was een within-subjects design met een aan de behandeling
voorafgaande wachtperiode, deelnemers waren dus hun eigen controle. De reden dat er niet voor een randomized controlled trial was gekozen, is dat het randomiseren van deelnemende stellen tweemaal zo lang duurt als het randomiseren van individuele deelnemers. Daardoor zouden de deelnemende stellen lang moeten wachten alvorens zij zouden beginnen met de cursus, wat niet wenselijk was.
Relatieonderhoudend gedrag werd zoals genoemd geoperationaliseerd met een score op de vragenlijst MB, die met pen en papier werd afgenomen. Vier tot zes weken voorafgaand aan sessie 1 voerde elk stel apart een kennismakingsgesprek met een cursusleider. Tijdens dit gesprek werden de exclusiecriteria nagegaan, de informed consents ondertekend en de pre-wachtlijstmeting werd afgenomen. Metingen tijdens de cursus werden voorafgaand aan elke sessie uitgevoerd, met uitzondering van de laatste sessie, waarbij de meting na afloop van de sessie werd afgenomen. Voor de follow-up-metingen werden de vragenlijsten per post
11
opgestuurd naar elke cursist, met bijgaand een gefrankeerde retourenvelop. Als deelnemers de vragenlijst niet terugstuurden, werden zij (meermaals indien nodig) telefonisch benaderd met het verzoek dit alsnog te doen. De partners dienden de vragenlijsten altijd apart van elkaar in te vullen. De meetmomenten waren als volgt:
1) Pre-wachtlijstmeting: vier tot zes weken voorafgaand aan sessie 1 2) Pre-treatmentmeting: start sessie 1
3) Tussenmeting: start sessie 2 4) Tussenmeting: start sessie 4 5) Tussenmeting: start sessie 6
6) Post-treatmentmeting: eind sessie 8 7) Follow-up 1: twee weken na sessie 8
8) Follow-up 2: veertien weken na sessie 8 (twaalf weken na follow-up 1)
Statistische analyses
Voorafgaand aan de analyses is per meetmoment per deelnemer de gemiddelde itemscore op
MB berekend. Deze gemiddelde score werd berekend als er minstens twintig van de
vijfentwintig items ingevuld waren, omdat de gemiddelde score anders niet representatief werd bevonden. De hypothesen zijn in een within-subjects design getoetst door in
softwareprogramma SPSS aan de hand van de aanwezige data linear mixed models op te stellen die de gemiddelde itemscores op MB per meetmoment schatten. Reden voor het kiezen van deze analyse, was het feit dat op deze wijze gebruik gemaakt kon worden van alle data. Dit was gunstig aangezien de onderzoeksprocedure een aantal missende waarden in de data met zich meebracht. Zoals genoemd dienden de deelnemers de vragenlijsten horend bij de follow-up-metingen per post terug te sturen, wat niet door alle deelnemers gedaan werd. Daarnaast zijn enkele stellen voortijdig met de cursus gestopt, en was er onvermijdelijk enkele keren sprake van afwezigheid bij een sessie. Het kunnen analyseren van alle beschikbare data heeft twee belangrijke voordelen. Ten eerste wordt zo een optimale statistische power gewaarborgd. Ten tweede wordt op deze manier een bias in de resultaten voorkomen, aangezien de deelnemers die de follow-up-metingen niet terugstuurden anders niet meegenomen zouden worden in het onderzoek. Mogelijk waren dit deelnemers die op korte termijn relatief minder winst hadden behaald van de cursus dan deelnemers die wel de follow-up-metingen hadden teruggestuurd, om maar een voorbeeld te noemen.
Hypothese 1 zou ondersteund worden als er geen significant verschil zou zijn in
12
ondersteund worden als de gemiddelde score op de post-treatmentmeting significant hoger zou zijn dan de gemiddelde score direct aan het begin van sessie 1. Hypothese 3 zou ondersteund worden als er geen significant verschil zou zijn in gemiddelde score tussen de post-treatmentmeting en de tweede follow-up-meting. Alle meetmomenten zijn meegenomen in de analyses, dus ook de tussenmetingen die irrelevant zijn voor de hypothesetoetsing. Om afhankelijkheid in de data binnen de stellen tegen te gaan, is de variabele paarnummer meegenomen in het model. Deze variabele groepeert de deelnemers per stel. Om
afhankelijkheid in scores per deelnemer veroorzaakt door de herhaalde metingen tegen te gaan, is er voor een autoregressieve covariantiestructuur (AR1) gekozen. De veronderstelling hierbij was dat scores op metingen die relatief dicht bij elkaar liggen in de tijd, sterker aan elkaar gecorreleerd zijn dan scores op metingen die verder uit elkaar liggen. Alle in de resultatensectie beschreven effecten zijn fixed effecten. Aanvullende analyses zullen door de resultatensectie heen worden beschreven.
13
RESULTATEN
Steekproefkarakteristieken en missende waarden
De gemiddelde leeftijd van de deelnemers was 43.2 jaar (SD = 9.7). Het percentage
deelnemende gehuwde stellen was 67.4%, het percentage samenwonende maar ongehuwde stellen was 22.5%, het percentage niet-samenwonende stellen was 6.8% en 3.4% had het item niet ingevuld. Drie stellen stopten voortijdig met de cursus.
In Tabel 1 worden de missende waarden van de berekende variabele gemiddelde itemscore op de vragenlijst MB weergegeven voor de meetmomenten die relevant zijn voor de hypothesetoetsing. Zoals eerder beschreven had het relatief grote aantal missende waarden geen effect op de (hoofd)resultaten, aangezien gebruik is gemaakt van linear mixed model analyses.
Tabel 1
Missende waarden van de variabele gemiddelde itemscore op Maintenance Behaviour
Meetmoment Percentage missend
Pre-wachtlijst 11% Pre-treatment 4% Post-treatment 24% Follow-up 1 28% Follow-up 2 36% Totaal 21% Hoofdresultaten
Het model dat relatieonderhoudend gedrag het beste beschreef, was een model met een fixed effect van meetmoment, een fixed effect van paarnummer, random herhaalde effecten
gekoppeld aan elke participant en een random intercept voor elke participant. In Figuur 1 (en Tabel 2) worden de gemiddelde itemscores op MB weergegeven zoals geschat door dit model. In de tabel en figuur worden omwille van de volledigheid alle meetmomenten weergegeven, ook de tussenmetingen die irrelevant zijn voor de hypothesetoetsing. Het aantal weken tussen de metingen in de figuur is het gemiddeld aantal weken zoals dat in werkelijkheid was.
14
Figuur 1. Gemiddelde itemscore op Maintenance Behaviour door de tijd
Noot. MB = Maintenance Behaviour, pre-w = prewachtlijst, pre-t = pre-treatment, s = sessie, post =
post-treatment, fu = follow-up.
Het model laat een significant effect van meetmoment zien, F(7, 733) = 25.0, p < .001. Ook laten de resultaten een significant effect van paarnummer zien, F(1, 219) = 5.3, p = .022, hetgeen de aanname dat data binnen stellen afhankelijk zijn, bevestigde. Uit pairwise
comparisons verkregen met post hoc toetsing waarbij de LSD-toets is gebruikt, bleek dat het
verschil in gemiddelde score op de pre-wachtlijstmeting en de pre-treatmentmeting niet significant was, waarmee hypothese 1 ondersteund werd. Tussen de pre-treatmentmeting en de post-treatmentmeting was een opwaartse trend zichtbaar, zoals te zien in Figuur 1. De gemiddelde itemscore op de post-treatmentmeting was significant hoger dan de score op de pre-treatmentmeting (p < .001), waarmee hypothese 2 ondersteund werd. Wat betreft follow-up, was de gemiddelde score bij beide follow-up-metingen significant lager dan bij de post-treatmentmeting (follow-up 1: p = .008; follow-up 2: p < .001), waarmee hypothese 3 niet ondersteund werd. Echter, het verschil tussen follow-up 1 en 2 was niet significant (p = .072). Het zal waarschijnlijk overbodig zijn om te benoemen dat het verschil tussen de
pre-treatmentmeting en follow-up 2 significant was (p < .001), hetgeen wijst op een positief lange termijneffect van de cursus wat betreft de score op MB.
Effectgrootte
Effectgroottes kunnen niet worden geanalyseerd met linear mixed models, aangezien deze geen standaarddeviaties kunnen produceren. Om toch iets over de effectgrootte te weten te komen, zijn de gemiddelde itemscores op MB per meetmoment van de aanwezige data berekend en in Tabel 2 naast de met linear mixed model geschatte scores weergegeven. Het aanzienlijke aantal missende waarden is hierbij dus niet meegenomen en voor afhankelijkheid van data binnen stellen is niet gecontroleerd. In Tabel 2 is echter te zien dat de verschillen
pre-w pre-t s2 s4 s6 post fu1 fu2 2,4 2,5 2,6 2,7 2,8 0 5 10 15 20 25 30 MB weken MB
15
tussen de gemiddelde itemscores zoals geschat met linear mixed model en de gemiddelde waarden van de aanwezige data, klein zijn.
Tabel 2
(Geschatte) gemiddelde itemscores op Maintenance Behaviour per meetmoment, berekend met linear mixed model en op basis van de aanwezige data
Meetmoment Linear mixed model Aanwezige data
Pre-wachtlijst 2.45 2.45 (SD = .43) Pre-treatment 2.45 2.44 (SD = .44) Sessie 2 2.55 2.55 (SD = .45) Sessie 4 2.62 2.61 (SD = .47) Sessie 6 2.65 2.66 (SD = .44) Post-treatment 2.78 2.77 (SD = .43) Follow-up 1 2.72 2.72 (SD = .43) Follow-up 2 2.67 2.68 (SD = .47) Noot. SD = standaarddeviatie.
Om de effectgrootte te bepalen, is vervolgens Cohen’s d berekend aan de hand van de gemiddelden van de aanwezige data. Dit werd gedaan door de verandering in gemiddelde itemscore te delen door de gemiddelde standaardafwijking. Cohen’s d voor het verschil tussen de pre-treatmentmeting en de post-treatmentmeting is .76, wat duidde op een sterk korte termijneffect van de cursus op de score op MB. Cohen’s d voor het verschil tussen de pre-treatmentmeting en follow-up 2 is .53, wat duidde op een matig lange termijneffect van de cursus op de score op MB. Echter, bij deze berekening werd de afhankelijkheid in scores tussen meetmomenten ten gevolge van herhaalde metingen niet in acht genomen, wat wel gewenst is bij een within-subjects design. Daarnaast werd niet gecontroleerd voor de verschillen in het aantal cases (N). Om een alternatieve effectgrootte te verschaffen, is aanvullend een repeated measures ANOVA met repeated contrasts uitgevoerd. Hierbij werd ten eerste de pre-treatmentmeting met de post-treatmentmeting vergeleken en ten tweede de pre-treatmentmeting met follow-up 2. De andere meetmomenten werden niet meegenomen, om de hoogste N te garanderen. De partial eta squared voor het verschil tussen pre-treatment en post-treatment was .446, hetgeen impliceert dat 44.6% van de variantie van het verschil in gemiddelde scores verklaard wordt door de variabele meetmoment. De partial eta squared voor het verschil tussen pre-treatment en follow-up 2 was .291, hetgeen impliceert dat 29.1% van de variantie van het verschil in gemiddelde scores verklaard wordt door de variabele meetmoment.
16 Sekseverschillen en klinische/niet-klinische populatie
Voor de exploraties wat betreft sekseverschillen en verschillen tussen een klinische en niet-klinische populatie, werd het eerder beschreven basismodel uitgebreid met een interactie tussen de variabelen meetmoment en sekse, en een interactie tussen meetmoment en de variabele klinische steekproef/niet-klinische steekproef. De interactie tussen meetmoment en sekse bleek niet significant, wat voor alle meetmomenten gold. Er werden dus geen
sekseverschillen gevonden wat betreft de score op MB door de tijd heen.
De interactie tussen meetmoment en klinische steekproef/niet-klinische steekproef bleek significant, F(8, 538) = 2.5, p = .011. Gezien werd dat deze interactie alleen significant was op follow-up 2 (p = .018). Er was dus een verschil in score tussen beide steekproeven op follow-up 2, waarbij het niet duidelijk was in welke steekproef hoger werd gescoord, omdat
post hoc toetsing van een interactie niet mogelijk is. Om dit te verduidelijken, werd
vervolgens het basismodel voor de klinische en de niet-klinische steekproef apart getoetst. De geschatte gemiddelde itemscores die hierdoor verkregen zijn, worden weergegeven in Tabel 3 en Figuur 2. Om het overzichtelijk te houden, zijn in Figuur 2 de tussenmetingen weggelaten.
Tabel 3
Geschatte gemiddelde itemscores op Maintenance Behaviour per meetmoment, voor de klinische steekproef en de niet-klinische steekproef
Meetmoment Klinische steekproef Niet-klinische steekproef
Pre-wachtlijst 2.42 2.47 Pre-treatment 2.45 2.45 Sessie 2 2.55 2.55 Sessie 4 2.60 2.63 Sessie 6 2.71 2.62 Post-treatment 2.76 2.79 Follow-up 1 2.70 2.74 Follow-up 2 2.59 2.72
17
Figuur 2. Gemiddelde itemscore op Maintenance Behaviour in de klinische en niet-klinische steekproef door de tijd
Noot. MB = Maintenance Behaviour, pre-w = prewachtlijst, pre-t = pre-treatment, post =
post-treatment, fu = follow-up.
Uit Tabel 3 en Figuur 2 bleek dat het de niet-klinische steekproef was die hoger scoorde op de post-treatmentmeting. Met andere woorden, deelnemers uit de niet-klinische steekproef hielden behaalde resultaten beter vast op lange termijn. Omdat linear mixed models geen standaarddeviaties kunnen produceren, kon het verschil tussen beide scores niet worden getoetst. Wel werden de steekproeven apart van elkaar post hoc getoetst.
Wat betreft de niet-klinische steekproef, uit pairwise comparisons verkregen met post
hoc toetsing waarbij de LSD-toets is gebruikt, bleek dat het verschil in gemiddelde itemscore
tussen de pre-wachtlijstmeting en de pre-treatmentmeting niet significant was. Hypothese 1 werd hiermee ondersteund voor deze steekproef. De score op de post-treatmentmeting was significant hoger dan op de pre-treatmentmeting (p < .001), waarmee hypothese 2
ondersteund werd. Het verschil in score tussen de post-treatmentmeting en follow-up 1 was niet significant (p = .070). Ook het verschil tussen follow-up 1 en 2 was niet significant (p = .517). Het verschil tussen de post-treatmentmeting en follow-up 2 was echter wel significant (p = .040), waarmee hypothese 3 voor de niet-klinische steekproef alsnog niet ondersteund werd. De gemiddelde itemscore op follow-up 2 was significant hoger dan de score op de pre-treatmentmeting, hetgeen een positief lange termijneffect van de cursus wat betreft de score op MB voor de niet-klinische steekproef indiceert.
Voor de klinische steekproef gold ook dat hypothese 1 en 2 ondersteund werden. Er was geen significant verschil in score tussen de wachtlijstmeting en de
pre-treatmentmeting. De gemiddelde itemscore op de post-treatmentmeting was significant hoger dan op de pre-treatmentmeting (p < .001). Verder werd gezien dat het verschil in score tussen de post-treatmentmeting in follow-up 1 precies op de rand van significantie zat (p = .050). Het verschil tussen follow-up 1 en 2 was significant (p = .032), evenals logischerwijs het verschil
pre-w pre-t post fu1 fu2 2,4 2,5 2,6 2,7 2,8 0 5 10 15 20 25 30 MB weken niet-klinische steekproef klinische steekproef
18
tussen de post-treatmentmeting en follow-up 2 (p < .001), waarmee hypothese 3 voor de klinische steekproef niet ondersteund werd.
Confirmatieve factoranalyse
Om te exploreren welke factoren er in de vragenlijst MB aanwezig zijn, is er confirmatieve factoranalyse uitgevoerd met behulp van de Multiple Group Method (MGM, Guttman, 1952, aangehaald in Conradi, Gerlsma, van Duijn en de Jonge, 2006). Hierbij werden de items van de MB eerst vergeleken met de items van de RMSM, de RMSM revised en de Relational
Maintenance Behavior Measure (RMBM, Stafford, 2011). Vervolgens werd een lijst van de a
priori veronderstelde schalen opgesteld, te weten positiviteit, zekerheid, self-disclosure, conflicthantering, taken en sociaal netwerk. De a priori veronderstelde subschalen met bijbehorende veronderstelde items worden weergegeven in Tabel 4. Voor een lijst met alle items, zie Appendix. Daarna werd per item de item-restcorrelatie met de veronderstelde bijbehorende schaal berekend, alsook de correlatie met de overige schalen. Indien de item-restcorrelatie met de eigen schaal hoger was dan de correlatie met de overige schalen, werd het item definitief aan de veronderstelde schaal toebedeeld. In Tabel 4 worden de
item-restcorrelaties met de a priori veronderstelde bijbehorende schaal alsook de correlaties met de overige schalen per item weergegeven.
Tabel 4
Item-restcorrelatie met de a priori veronderstelde bijbehorende schaal (vetgedrukt) en correlatie met de overige schalen per item van Maintenance Behaviour
Schaal, item Positiviteit Zekerheid Self-disclosure Conflicthantering Taken Sociaal netwerk Positiviteit 10 .65 .56 .39 .39 .24 .33 11 .61 .52 .29 .36 .21 .22 12 .54a .64 .44 .53 .28 .23 20 .61 .39 .15 .44 .37 .26 21 .65 .40 .19 .46 .41 .27 Zekerheid 1 .59 .69 .40 .43 .20 .23 2 .57 .75 .48 .44 .29 .28 3 .58 .78 .55 .44 .12 .22 5 .57 .81 .63 .51 .22. .28 Self-disclosure 4 .28 .51 .62 .23 .14 .14 6 .38 .56 .57a .31 .11 .17 7 .34 .46 .69 .24 .18 .33
19 8 .26 .40 .69 .23 .14 .15 9 .27 .41 .71 .28 .27 .19 Conflicthantering 13 .42 .40 .38 .29a .26 .32 14 .37 .27 .12 .41 .17 .27 15 .49 .49 .22 .53 .25 .20 Taken 16 .38 .22 .11 .26 .68 .23 17 .33 .25 .28 .27 .52 .12 18 .29 .18 .16 .28 .50 .30 19b .11 -.02 .02 .05 .21a .03 Sociaal netwerk 22 .38 .26 .20 .34 .23 .47 23 .20 .23 .27 .21 .19 .69 24 .27 .24 .15 .33 .13 .67 25 .25 .21 .18 .27 .24 .73 Noot.
a= Resultaat dat afweek van de verwachting.
b = Item 19 (‘geprobeerd om zich aan uw verplichtingen te onttrekken?’) is contra-indicatief en daarom
gehercodeerd.
De veronderstelde zes schalen werden geconfirmeerd. Echter waren er vier resultaten die afweken van de verwachting, zoals te zien in Tabel 4. Voor item 12, item 6 en item 13 gold dat de correlatie met één of meerdere andere schalen sterker was dan de item-restcorrelatie met de eigen schaal (item 12 en item 13), of grofweg even sterk (item 12 en item 6). Desalniettemin werden deze items toebedeeld aan de eigen schaal zoals verondersteld, om twee redenen. Ten eerste passen alle drie de items inhoudelijk gezien beter bij de eigen schalen zoals verondersteld. Ten tweede zou voor alle drie de items gelden dat als zij toebedeeld zouden worden aan de schaal waarmee het hoogst gecorreleerd werd, de Cronbach’s alfa’s van deze betreffende schalen zouden dalen. Echter, als item 12 aan de schaal conflicthantering toebedeeld zou worden, zou de Cronbach’s alfa van deze schaal stijgen. Toch werden theoretische overwegingen belangrijker bevonden, dus werd item 12 op grond van de inhoud (‘geprobeerd om uw partner goed over zichzelf te laten voelen, door bijvoorbeeld complimenten te geven, enz?’) aan de schaal positiviteit toebedeeld. Het vierde opvallende resultaat was dat van item 19, dat zeer lage correlaties vertoonde met alle
subschalen, waarbij de item-restcorrelatie met de eigen schaal taken ook relatief laag was. De verklaring hiervoor dient gezocht te worden in het feit dat de antwoorden op dit item zeer sterk asymmetrisch verdeeld zijn, waarbij overwegend 1 is gescoord, en geen enkele keer 3 of
20
4. De Cronbach’s alfa’s per geconfirmeerde subschaal worden weergegeven in Tabel 5. Opvallend is de relatief lage alfa voor de schaal conflicthantering, hetgeen waarschijnlijk toe te schrijven is aan het kleinere aantal items.
Tabel 5
Cronbach’s alfa’s voor de geconfirmeerde subschalen
Subschaal α Positiviteit .819 Zekerheid .887 Self-disclosure .850 Conflicthantering .589 Taken .721 Sociaal netwerk .817
Hypothesen voor de subschalen
Hypothesen 1, 2 en 3 zijn nogmaals getoetst per subschaal. Hiervoor werden wederom de gemiddelde scores op de subschalen per meetmoment per deelnemer berekend, waarbij minstens het aantal items van de betreffende schaal minus 1 ingevuld moesten zijn opdat de gemiddelde score representatief werd bevonden. Voor de schaal conflicthantering dienden alle drie de items ingevuld te zijn. Zoals te zien is in Figuur 3, waren de lineaire trends van alle schalen grofweg vergelijkbaar met de trend van relatieonderhoudend gedrag algemeen. Omdat de reikwijdte van de gemiddelde scores per subschaal groter was, is de reikwijdte op de y-as in Figuur 3 groter gemaakt dan die in Figuur 1 en 2. Ook in Figuur 3 zijn de tussenmetingen achterwege gelaten, omwille van de overzichtelijkheid.
21
Figuur 3. Gemiddelde itemscores per subschaal van Maintenance Behaviour en in totaal door de tijd
Noot. MB = Maintenance Behaviour, pre-w = prewachtlijst, pre-t = pre-treatment, post =
post-treatment, fu = follow-up.
Het bleek dat er op subschaalniveau geen fixed effect van paarnummer bestond, met andere woorden, op subschaalniveau waren antwoorden binnen stellen onafhankelijk. Waarschijnlijk had dit te maken met het kleinere aantal items (drie, vier of vijf tegenover vijfentwintig items in totaal), waardoor de kans op afhankelijkheid afnam. Hoe dan ook, de variabele
paarnummer werd niet meegenomen in de modellen horend bij de subschalen. Voor alle subschalen apart beschreef het model een significant effect van
meetmoment. Voor positiviteit was het toetsingsresultaat F(7, 735) = 11.6, p < .001. Voor zekerheid was dit F(7, 750) = 16.5, p < .001. Voor self-disclosure was dit F(7, 727) = 26.3, p < .001. Voor conflicthantering was dit F(7, 740) = 16.8, p < .001. Voor taken was dit F(7, 749) = 7.3, p < .001. Tot slot, voor sociaal netwerk was dit F(7, 800) = 7.4, p < .001.
Uit pairwise comparisons verkregen met post hoc toetsing waarbij de LSD-toets is gebruikt, bleek dat voor de subschaal positiviteit gold dat het verschil in score op de pre-wachtlijstmeting en de pre-treatmentmeting niet significant was, waarmee hypothese 1 ondersteund werd. De score op de post-treatmentmeting was significant hoger dan op de pre-treatmentmeting (p < .001), waarmee hypothese 2 ondersteund werd. Het verschil in score tussen de post-treatmentmeting en follow-up 1 was niet significant (p = .233). Het verschil in score tussen follow-up 1 en follow-up 2 was ook niet significant (p = .054). Echter, het
pre-w pre-t post fu1 fu2 2 2,1 2,2 2,3 2,4 2,5 2,6 2,7 2,8 2,9 3 0 5 10 15 20 25 30 MB weken positiviteit zekerheid self-disclosure conflicthantering taken sociaal netwerk MB totaal
22
verschil in score tussen de post-treatmentmeting en follow-up 2 was wel significant (p = .005), waarmee hypothese 3 alsnog niet ondersteund werd voor deze subschaal.
Voor de subschaal zekerheid gold tevens dat het verschil in score op de pre-wachtlijstmeting en de pre-treatmentmeting niet significant was, waarmee hypothese 1 ondersteund werd. De score op de post-treatmentmeting was significant hoger dan op de pre-treatmentmeting (p < .001), waarmee hypothese 2 ondersteund werd. Bij follow-up 1 werd significant lager gescoord dan op de post-treatmentmeting (p = .008), en bij follow-up 2 werd significant lager gescoord dan bij follow-up 1 (p = .002). Hypothese 3 werd dus niet
ondersteund voor deze subschaal.
Voor de subschaal self-disclosure gold ook dat het verschil in score op de pre-wachtlijstmeting en de pre-treatmentmeting niet significant was, waarmee hypothese 1 ondersteund werd. De score op de post-treatmentmeting was significant hoger dan op de pre-treatmentmeting (p < .001), waarmee hypothese 2 ondersteund werd. Bij follow-up 1 werd significant lager gescoord dan op de post-treatmentmeting (p = .001). Het verschil in score tussen follow-up 1 en follow-up 2 was niet significant (p = .207). Hypothese 3 werd ook voor deze subschaal niet ondersteund.
Voor de subschaal conflicthantering gold dat er op de pre-treatmentmeting significant hoger werd gescoord dan op de pre-wachtlijstmeting (p = .032), waarmee hypothese 1 niet ondersteund werd. De score op de post-treatmentmeting was significant hoger dan op de pre-treatmentmeting (p < .001), waarmee hypothese 2 ondersteund werd. Het verschil in score tussen de post-treatmentmeting en follow-up 1 was niet significant (p = .525), evenals het verschil tussen follow-up 1 en follow-up 2 (p = .141). Ook het verschil tussen post-treatment en follow-up 2 was niet significant (p = .054), waarmee hypothese 3 ondersteund werd voor deze subschaal.
Voor de subschaal taken gold dat het verschil in score op de pre-wachtlijstmeting en de pre-treatmentmeting niet significant was, waarmee hypothese 1 ondersteund werd. De score op de post-treatmentmeting was significant hoger dan op de pre-treatmentmeting (p < .001), waarmee hypothese 2 ondersteund werd. Het verschil in score tussen de
post-treatmentmeting en follow-up 1 was niet significant (p = .693), evenals het verschil tussen follow-up 1 en follow-up 2 (p = .530). Ook het verschil tussen post-treatment en follow-up 2 was niet significant (p = .815), waarmee hypothese 3 ondersteund werd voor deze subschaal.
Tot slot, voor de subschaal sociaal netwerk gold dat het verschil in score op de pre-wachtlijstmeting en de pre-treatmentmeting niet significant was, waarmee hypothese 1 ondersteund werd. De score op de post-treatmentmeting was significant hoger dan op de
pre-23
treatmentmeting (p < .001), waarmee hypothese 2 ondersteund werd. Het verschil in score tussen de post-treatmentmeting en follow-up 1 was niet significant (p = .287), evenals het verschil tussen follow-up 1 en follow-up 2 (p = .255). Ook het verschil tussen post-treatment en follow-up 2 was niet significant (p = .900), waarmee hypothese 3 ondersteund werd voor deze subschaal.
In het kort, hypothese 1 werd voor alle subschalen ondersteund, met uitzondering van de schaal conflicthantering. Hypothese 2 werd voor alle subschalen ondersteund. Hypothese 3 werd ondersteund voor de schalen conflicthantering, taken en sociaal netwerk.
Effectgroottes per subschaal
Effectgroottes per subschaal zijn berekend en uitgedrukt in Cohen’s d, op dezelfde manier als dat eerder werd gedaan voor de gehele MB. Ze werden dus gebaseerd op de gemiddelde itemscores van de aanwezige data. Opnieuw dient te worden opgemerkt dat er een aanzienlijk aantal missende waarden was. Ook moet worden vermeld dat bij berekening van Cohen’s d niet werd gecontroleerd voor afhankelijkheid in scores tussen meetmomenten ten gevolge van herhaalde metingen. Tot slot werd er niet gecontroleerd voor de verschillen in N. Deze drie punten werden niet problematisch bevonden, aangezien het doel was om de effectgroottes tussen de subschalen onderling te vergelijken, niet om de grootte van het effect van de cursus per subschaal vast te stellen. De waarden van Cohen’s d voor de verschillen in gemiddelde itemscores tussen de pre-treatmentmeting en respectievelijk de post-treatmentmeting en follow-up 2 worden weergegeven in Tabel 6.
Tabel 6
Cohen’s d voor de verschillen in gemiddelde itemscores op basis van de aanwezige data op korte en lange termijn per subschaal
Subschaal Korte termijn (pre vs. post) Lange termijn (pre vs. fu2)
Positiviteit .52 .33 Zekerheid .60 .28 Self-disclosure .82 .49 Conflicthantering .51 .42 Taken .32 .40 Sociaal netwerk .39 .43
Noot. Pre = pre-treatment, post = post-treatment, fu2 = follow-up 2.
Voor de schalen zekerheid en self-disclosure is aanvullend een repeated measures ANOVA met repeated contrasts uitgevoerd, op dezelfde manier als voor de effectgrootte op de totale
24
MB. Hieruit bleek voor de subschaal zekerheid een partial eta squared voor het verschil
tussen pre-treatment en post-treatment van .324, hetgeen impliceert dat 32.4% van de variantie van het verschil in gemiddelde scores verklaard werd door de variabele meetmoment. Voor het verschil tussen pre-treatment en follow-up 2 was de partial eta
squared .097, wat impliceert dat 9.7% van de variantie van het verschil in gemiddelde scores
verklaard wordt door de variabele meetmoment.
Voor de subschaal self-disclosure gold een partial eta squared voor het verschil tussen pre-treatment en post-treatment van .437, hetgeen impliceert dat 43.7% van de variantie van het verschil in gemiddelde scores verklaard werd door de variabele meetmoment. Voor het verschil tussen pre-treatment en follow-up 2 was de partial eta squared .246, wat impliceert dat 24.6% % van de variantie van het verschil in gemiddelde scores verklaard werd door de variabele meetmoment.
Verschillen tussen een klinische en niet-klinische populatie op lange termijn
Uit de resultaten van de exploratieve analyse met betrekking tot verschillen tussen een
klinische en een niet-klinische populatie is gebleken dat de niet-klinische steekproef behaalde resultaten in termen van score op de MB beter vasthield op lange termijn (bij follow-up 2) dan de klinische steekproef. Naar aanleiding van dit resultaat rees de vraag op welke subschaal of subschalen dit verschil bestond. Het opstellen van een linear mixed model per subschaal met een interactie tussen de variabele meetmoment en de variabele klinische steekproef/niet-klinische steekproef, zoals eerder werd gedaan voor de gehele MB, verschafte hierover geen duidelijkheid omdat er geen post hoc toetsing mogelijk was voor een interactie. Daarom werd voor beide steekproeven apart per subschaal een model opgesteld. Hierdoor werden geschatte gemiddelde itemscores verkregen, welke worden weergegeven in Tabel 7. Zoals eerder genoemd kunnen de verschillen in scores tussen beide steekproeven niet worden getoetst met
linear mixed models, aangezien deze geen standaarddeviaties kunnen produceren. Om de
subschalen voor beide steekproeven onderling te vergelijken, werd het afdoende bevonden om het exacte verschil in Tabel 7 op te nemen. De reden dat er niet werd gekeken naar
gemiddelde itemscores op basis van de aanwezige data, is dat er bij follow-up 2 veel missende waarden waren, waardoor deze gemiddelde scores niet meer representatief werden bevonden.
25
Tabel 7
Geschatte gemiddelde itemscores bij follow-up 2 per subschaal voor de klinische en niet-klinische steekproef en exacte verschillen
Subschaal Klinische steekproef Niet-klinische steekproef Verschil
Positiviteit 2.68 2.87 .19 Zekerheid 2.59 2.61 .02 Self-disclosure 2.36 2.32 -.04 Conflicthantering 2.50 2.68 .18 Taken 2.67 2.77 .10 Sociaal netwerk 2.23 2.57 .34
Sekseverschillen per subschaal
Tot slot zijn exploratief sekseverschillen op subschaalniveau onderzocht. Aanvankelijk werd een linear mixed model opgesteld met een interactie tussen meetmoment en sekse, waarbij werd gecontroleerd voor afhankelijkheid binnen stellen door de variabele paarnummer mee te nemen in het model. Echter, omdat er bij een interactie-effect geen post hoc toetsing kon worden gedaan, bleek dit niet vruchtbaar. Het werd wat vergaand bevonden om voor beide seksen apart per subschaal een model op te stellen, zoals eerder werd gedaan om verschillen in score op de MB tussen de klinische en niet-klinische steekproef te toetsen. Omdat het met name interessant werd bevonden waar sekseverschillen per subschaal in het algemeen liggen, dus voorafgaand aan de cursus, werd besloten one-way ANOVA’s uit te voeren per subschaal over de gemiddelde itemscores op de pre-treatmentmeting. De reden om te kiezen voor de pre-treatmentmeting en niet voor de pre-wachtlijstmeting, was het kleinere aantal missende waarden zodat de hoogst mogelijke N gegarandeerd werd. Er werd gecontroleerd voor de variabele paarnummer om afhankelijkheid binnen stellen tegen te gaan. Een
significantieniveau van .05 werd genomen. De gemiddelde itemscores per subschaal voor beide seksen worden weergegeven in Tabel 8.
26
Tabel 8
Gemiddelde itemscores per subschaal voor beiden seksen op de pre-treatmentmeting
Subschaal Mannen Vrouwen
Positiviteit 2.65 (SD = .58) 2.57 (SD = .60) Zekerheid 2.38 (SD = .81) 2.37 (SD = .77) Self-disclosure 1.96 (SD = .63) 2.05 (SD = .63) Conflicthantering 2.48 (SD = .52) 2.34 (SD = .50) Taken 2.58 (SD = .49) 2.49 (SD = .50) Sociaal netwerk 2.23 (SD = .60) 2.21 (SD = .65) Noot. SD = standaarddeviatie.
Alleen voor de subschaal conflicthantering bleek het verschil tussen beide seksen significant. Mannen scoorden wat betreft deze subschaal hoger op de pre-treatmentmeting dan vrouwen,
F(1, 224) = 4.49 p = .035. Omdat er vermoedens bestonden dat dit gevonden verschil een
toevalsbevinding zou betreffen, omdat hypothese 1 (geen verschil tussen pre-wachtlijst en pre-treatment) voor de schaal conflicthantering niet ondersteund was, werd aanvullend een
one-way ANOVA voor deze schaal op de pre-wachtlijstmeting uitgevoerd. Mannen scoorden
hierop gemiddeld 2.39 (SD = .57). Vrouwen scoorden hierop gemiddeld 2.28 (SD = .57). Het verschil tussen mannen en vrouwen wat betreft conflicthantering bleek niet significant op dit meetmoment.
27
DISCUSSIE
Het hoofddoel van deze studie was onderzoeken of een interventie voor stellen met
relatieproblematiek met emotie als aangrijpingspunt, invloed heeft op relationeel gedrag. Om dit doel te bereiken, werd de invloed van de ‘Houd me vast’-cursus op relatieonderhoudend gedrag onderzocht, waarbij lange termijneffecten werden meegenomen. Uit de resultaten kan geconcludeerd worden dat de cursus vermoedelijk op de korte termijn een gunstige invloed heeft op relatieonderhoudend gedrag, aangezien er sprake was van een toename tijdens de cursus terwijl er tijdens de wachtperiode geen verandering optrad. Daarnaast kan
geconcludeerd worden dat de lange termijneffecten van de cursus waarschijnlijk verschillen tussen een klinische en een niet-klinische populatie. Resultaten werden op lange termijn minder goed vastgehouden door stellen waarvan één partner recentelijk een behandeling hadden afgerond in de geestelijke gezondheidszorg, dan door stellen die dat niet hadden.
Om inhoudelijk nog meer kennis te vergaren over de invloed van de cursus op relatieonderhoudend gedrag, werd het gebruikte meetinstrument onderzocht op mogelijke subschalen middels confirmatieve factoranalyse. Geconcludeerd kan worden dat positiviteit, zekerheid, self-disclosure, conflicthantering, taken en sociaal netwerk componenten zijn van relatieonderhoudend gedrag. De cursus bleek het grootste effect te hebben op self-disclosure in vergelijking met de andere componenten, zowel op de korte als op de lange termijn (Tabel 6). Uiterst verrassend is deze bevinding niet, maar toch lijkt het aannemelijk dat de cursus een minstens zo omvangrijke (lange termijn)invloed zou hebben op de component zekerheid als op self-disclosure. Kijkend naar de items van de component zekerheid gaan deze kortgezegd over het benadrukken en de partner verzekeren van de hechtingsband. Zoals uiteengezet in het boek ‘Hold me Tight’ (Johnson, 2008) is het hoofdzakelijke doel van de cursus het herstellen of bewerkstelligen van een veilige, zekere hechtingsband, hetgeen van alle componenten het meest in verband gebracht kan worden met de component zekerheid. De cursisten aanleren om zich openlijk uit te spreken over de (kwaliteit van de) relatie, wat de component self-disclosure betreft, kan meer een subdoel worden genoemd. Door de relatief minder omvangrijke invloed op zekerheid lijkt het erop dat het herstel van een veilige, zekere hechtingsband wellicht meer een emotionele aangelegenheid is dan een gedragsmatige, die zich niet direct volledig laat vertalen in relationeel gedrag gemeten met een vragenlijst. Want dat EFTC effectief is in het versterken emotionele hechtingsband, is reeds aangetoond (e.g. Johnson & Greenberg, 1988, aangehaald in Greenman & Johnson, 2013). Hoe dan ook, er is wel een invloed van de cursus op de component zekerheid waargenomen, die in vergelijking
28
met de overige componenten op korte termijn wel degelijk omvangrijk was. Hieruit kan geconcludeerd worden dat de cursus vermoedelijk op korte termijn een toename in effectief hechtingsgedrag bewerkstelligt. Dit betreft gedrag dat samenhangt met het ervaren van een zekere hechtingsband. Met andere woorden, het herstel van de hechtingsband naar aanleiding van de cursus reikt verder dan emotioneel niveau en vertaalt zich, zij het niet volledig, ook in gedrag. Dit is een relevante conclusie. Opvallend is wel dat het benadrukken van de
verbondenheid op lange termijn in beperkte mate aanhoudt.
De waargenomen toename in het openlijk bespreken van de relatie en in het
benadrukken van de verbondenheid met de partner, waarbij van eerstgenoemde de behaalde winst op lange termijn relatief goed behouden blijft, is relevant. Het laat zien dat niet alleen de beoogde verandering in hechtingsemoties plaatsvindt, maar ook een toename in effectief hechtingsgedrag ten aanzien van verbondenheid en openheid. Misschien nog wel relevanter is de waargenomen toename van relationele gedragingen die niet direct aan hechting gerelateerd zijn, zij het een minder sterke (op de korte termijn). Geconcludeerd kan worden dat de cursus een toename van positief, stemmingsverbeterend (bijvoorbeeld optimistisch, romantisch, attent) gedrag in de hand werkt, evenals een effectievere manier van probleemoplossen, een eerlijker verdeling van taken en het spenderen van meer tijd met gezamenlijke vrienden, kennissen en familie. Wat hierbij opvalt, is dat het versterken van positief gedrag en probleemoplossende vaardigheden klassieke aangrijpingspunten van BCT zijn. Oftewel, de emotiegerichte interventie die geen focus heeft op verandering van dergelijk gedrag, is vermoedelijk toch effectief in het stimuleren van gedragingen waar de gedragsgerichte interventie wel de focus op heeft. De conclusie van Dunn en Schwebel (1995) zoals
beschreven in de introductie van dit verslag, wordt hiermee verder ondersteund. Hierbij dient opgemerkt te worden dat het in de huidige studie om een groepspsycho-educatieprogramma ging en niet om EFTC, wat een kanttekening is als het gaat om het verder ondersteunen van de conclusie van Dunn en Schwebel (1995). Het feit dat het in dit onderzoek om de cursus ging en niet om EFTC heeft echter ook een voordeel, hier wordt later op teruggekomen.
Een belangrijk onderzoeksresultaat is dat stellen die een recente geschiedenis hebben in de geestelijke gezondheidszorg, de tijdens de cursus behaalde winst in relatieonderhoudend gedrag algemeen minder goed vasthielden op de lange termijn dan stellen uit een niet-klinische populatie. Dit zou kunnen impliceren dat mensen die een kwetsbaarheid voor
psychische klachten hebben, minder profiteren van de cursus op lange termijn dan mensen die psychisch gezond zijn. Hiervoor zijn verklaringen te bedenken, bijvoorbeeld dat bij mensen
29
die een terugval hebben in psychische klachten, deze klachten relatieproblemen veroorzaken. Psychische klachten en relatieproblemen kunnen elkaar versterken. Bijvoorbeeld, depressie kan leiden tot relationele stress en dat kan weer leiden tot meer depressieve klachten. Zoals genoemd in de introductie gaan psychische klachten en relatieproblematiek hand in hand (Byrne et al., 2004).
Het gevonden verschil in relatieonderhoudend gedrag op de lange termijn tussen beide steekproeven, bestond vermoedelijk grotendeels op de subschaal sociaal netwerk (Tabel 7). Het was niet mogelijk dit verschil te toetsen op significantie, maar er wordt vanuit gegaan dat het verschil significant zou zijn. Dit resultaat impliceert dat psychisch gezonde mensen vermoedelijk meer profiteren van de cursus op de lange termijn wat betreft het spenderen van tijd aan gezamenlijke sociale contacten, dan mensen met een kwetsbaarheid voor psychische klachten. Een alternatieve verklaring voor deze bevinding is dat de stellen uit de klinische steekproef mogelijk een terugval hadden in klachten, wat sociaal terugtrekgedrag
veroorzaakte. Bijvoorbeeld, mensen met een depressie zoeken minder sociaal contact dan mensen die psychisch gezond zijn (Hammen & Watkins, 2008). De items van de schaal sociaal netwerk, met name items 23, 24 en 25, dragen dan niet meer volledig de betekenis van relatieonderhoudend gedrag, maar meten eerder het spenderen van tijd aan sociale contacten in het algemeen. Hetzelfde zou mogelijk kunnen zijn wat betreft de component taken, al is de kans op significantie van het verschil tussen de klinische en niet-klinische steekproef voor deze subschaal kleiner (Tabel 7). Om bij het voorbeeld van depressie te blijven, depressieve patiënten hebben een lager activiteitenniveau dan psychisch gezonde mensen (Hammen & Watkins, 2008). Het mogelijke verschil tussen beide steekproeven op de subschaal
conflicthantering impliceert vermoedelijk dat psychisch gezonde stellen meer baat hebben bij de cursus op de lange termijn als het gaat om probleemoplossende vaardigheden. Deze conclusie dient met voorzichtigheid getrokken te worden om twee redenen. Ten eerste is het verschil mogelijk niet significant. Ten tweede bestaat er een kans dat het een toevalsbevinding is, aangezien deze subschaal al eerder niet optimaal betrouwbaar is gebleken, zo trad er
spontaan herstel op tussen de pre-wachtlijstmeting en de pre-treatmentmeting. Waarschijnlijk hangt dit samen met de beperkte interne consistentie ten gevolge van het kleine aantal items. Echter is het uiteraard ook mogelijk dat de eerder genoemde spiraal van relatieproblematiek en psychische klachten die elkaar versterken hier een rol heeft gespeeld.
Er werd nauwelijks exact verschil gevonden tussen beide steekproeven voor de subschalen zekerheid en self-disclosure op de lange termijn (Tabel 7). De verschillen zijn uiterst waarschijnlijk niet significant. Dit laat zien dat de cursus vermoedelijk in zowel een
30
klinische als niet-klinische populatie effectief is in het aanbrengen van gedragingen
gerelateerd aan het hoofddoel van de cursus. Het benadrukken van de verbondenheid en het openlijk uitspreken van gedachten en gevoelens over de relatie, zijn gedragingen die
samenhangen met de aanwezigheid van een sterke, veilige hechtingsband. De bevinding dat de cursus vermoedelijk effectief is in het stimuleren van dergelijk gedrag op lange termijn bij zowel mensen met een kwetsbaarheid voor psychische klachten als bij psychisch gezonde mensen, kan als zeer positief beschouwd worden. Het is namelijk maatschappelijk relevant in die zin dat de ‘Houd me vast’-cursus aanbevolen kan worden aan zowel patiënten in de geestelijke gezondheidszorg, als aan mensen hierbuiten.
De resultaten omtrent sekseverschillen voor relatieonderhoudend gedrag algemeen laten zien dat mannen en vrouwen vermoedelijk evenveel relatieonderhoudend gedrag vertonen, ook tijdens en na de cursus. Dit spreekt vroegere literatuur tegen, zo beschrijven Ogolsky en Bowers (2012) in hun meta-analyse dat bij sommige voorgaande onderzoeken uit de resultaten bleek dat mannen meer relatieonderhoudend gedrag vertonen, en uit andere
onderzoeken dat juist vrouwen dat meer doen. Een verklaring hiervoor kan gezocht worden in het feit dat het in de huidige studie ging om louter zelfgerapporteerd eigen gedrag, terwijl in andere onderzoeken ook waargenomen gedrag bij de partner werd gemeten. Vrouwen zouden bewuster zijn dan mannen van relatieonderhoudend gedrag dat de partner vertoont (Stafford & Canary, 1991). De resultaten omtrent sekseverschillen per component van laten zien dat er vermoedelijk geen verschillen zijn in het soort relatieonderhoudend gedrag dat vertoond wordt tussen mannen en vrouwen. De bevinding dat mannen hoger scoorden op
conflicthantering op de pre-treatmentmeting, is waarschijnlijk een toevalsbevinding, gezien het gegeven dat de schaal conflicthantering betrekkelijk weinig interne consistentie heeft en er geen verschil was op de pre-wachtlijstmeting.
Een opvallend resultaat is dat gedrag met betrekking tot conflicthantering spontaan verbeterd lijkt te zijn voorafgaand aan de cursus. Waarschijnlijk betreft dit een toevalsbevinding. Een alternatieve mogelijke verklaring is dat stellen in hun gedrag anticiperen op de toekomst, aangezien zij weten dat zij de cursus gaan volgen. Maar de bevinding dat bij gedragingen met betrekking tot andere componenten van relatieonderhoudend gedrag geen spontane
31
Drie kritische noten ten opzichte van het onderzoek zullen nu worden beschreven. Uiteraard zijn er zowel voordelen als nadelen verbonden aan het onderzoeksdesign. Een voordeel is dat door de keuze van statistische analyse alle data konden worden meegenomen, wat de power van het onderzoek waarborgde. Een nadeel is dat er geen gerandomiseerde controlegroep aanwezig was waarmee scores konden worden vergeleken. Om aan te tonen dat er geen spontane effecten optreden, is er gebruikgemaakt van een wachtperiode die gemiddeld vijf weken duurde. De kans dat scores fluctueren over een tijdsspanne van negenentwintig weken zal groter zijn dan de kans dat scores fluctueren over een tijdsspanne van vijf weken. Echter, omdat scores per meetmoment met elkaar werden vergeleken, kan ervan uit worden gegaan dat de gevonden effecten betrouwbaar zijn.
Een ander nadeel is dat een design met zelfgerapporteerde scores op herhaalde
metingen een kans met zich meebracht dat deelnemers steeds hoger scoorden, alleen al omdat zij zelf graag wilden dat zij zouden verbeteren en zichzelf door hoger te scoren, al dan niet bewust, overtuigden van het feit dat er verbetering optrad. Daarnaast bestaat de kans dat deelnemers steeds hoger scoorden omdat zij het de onderzoekers bewust of onbewust gunden dat er een effect gevonden zou worden. Echter is dit mogelijke probleem indirect
ondervangen door het feit dat er drie tussenmetingen gedaan werden, waarbij de resultaten lieten zien dat scores gedurende de cursus steeds opliepen, in ieder geval voor
relatieonderhoudend gedrag algemeen. Als deelnemers slechts een pre-treatmentmeting en een post-treatmentmeting in zouden vullen, zouden genoemde verschijnselen waarschijnlijk problematischer zijn. Bij een tussenmeting kan een deelnemer het zichzelf nog ‘toestaan’ om hetzelfde te scoren als bij de pre-treatmentmeting, aangezien de cursus nog niet volbracht is. Daarbij kan worden tegengeworpen dat bij de follow-up-metingen weer lager werd gescoord, hetgeen laat zien dat deelnemers zich niet lieten verleiden om hoger te scoren om zichzelf te overtuigen van verbetering.
Wanneer een kritische blik op de vragenlijst MB geworpen wordt, kunnen er enkele suggesties voor het verbeteren van de vragenlijst gedaan worden. Ten eerste zou er kritisch gekeken kunnen worden naar de schaal taken. Gezien werd dat de antwoorden op de items van deze schaal, met uitzondering van item 17, zeer sterk asymmetrisch verdeeld waren, waarbij veel vaker hoog werd gescoord dan laag. Met name bij item 19 (‘geprobeerd om zich aan uw verplichtingen te onttrekken?’) was dit zeer sterk het geval. De schaal zou dusdanig bewerkt kunnen worden dat de verdeling van antwoorden symmetrischer wordt. Daarnaast zijn sommige items van de MB taalkundig multi-interpretabel geformuleerd, bijvoorbeeld wanneer gevraagd wordt of de cursist heeft geprobeerd “romantisch, gezellig en leuk” te zijn
32
(item 10). Mogelijk scoorde een cursist het item als ‘niet’, omdat hij/zij wel gezellig en leuk heeft proberen te zijn, maar niet romantisch. Aangezien gezellig en leuk proberen te zijn ook relatieonderhoudend gedrag betreffen, zou de itemscore dan niet adequaat de mate van relatieonderhoudend gedrag weergeven. Nog een voorbeeld is item 7 (“gewoon verteld hoe u over de relatie denkt”), waarbij de deelnemer het woord ‘gewoon’ zou kunnen interpreteren als ‘moeiteloos’ en het item als ‘niet’ kan hebben gescoord, terwijl hij/zij met moeite wel regelmatig had verteld hoe hij over de relatie denkt. Dit zijn slechts voorbeelden. Hoe dan ook, feit blijft dat er een omvangrijk effect van de cursus op relatieonderhoudend gedrag is gevonden, dus waarschijnlijk zal de beperkte kwaliteit van de vragenlijst slechts in beperkte mate invloed hebben gehad op de resultaten. Desalniettemin zou in vervolgonderzoek de kwaliteit van de vragenlijst onder de loep genomen kunnen worden, met name de subschaal taken en de formulering van de items.
Terugkomend op het voordeel van het onderzoeken van een
groepspsycho-educatieprogramma en niet EFTC, kan worden gesteld dat een groepscursus aanzienlijk goedkoper is en mogelijk kosteneffectiever dan een individuele behandeling in de geestelijke gezondheidszorg. Het door de huidige studie ondersteunde idee dat er slechts een betrekkelijk weinig intensief, kortdurend en goedkoop groepsprogramma voor nodig is om mensen aan te zetten tot meer relatieonderhoudend gedrag in hun relatie, is maatschappelijk relevant en kan als zeer positief beschouwd worden. In vervolgonderzoek zou wellicht een directe
vergelijking gemaakt kunnen worden tussen de cursus en individuele EFTC.
Teruggaand naar het hoofddoel, de huidige studie ondersteunt het idee dat een interventie voor stellen met relatieproblematiek met emotie als aangrijpingspunt, naast invloed op
emotioneel niveau ook invloed heeft op relationeel gedrag. Waar er aanvankelijk een verschil tussen een klinische en een niet-klinische populatie op de lange termijn leek te bestaan, lijkt het na het werpen van een kritische blik op de resultaten zo te zijn dat dit verschil mogelijk mede te verklaren is door enkele genoemde factoren, waaronder een kans op terugval in psychische klachten in de klinische steekproef. Wat betreft gedrag horend bij de
sleutelelementen van de interventie, namelijk het benadrukken van de hechtingsband en het openlijk uitspreken van gedachten en gevoelens over de relatie, is er waarschijnlijk geen verschil tussen een klinische en een niet-klinische populatie op de lange termijn. Met andere woorden, de cursus is vermoedelijk voor beide populaties geschikt om effectief
33
emotiegerichte interventies voor stellen met relatieproblematiek vermoedelijk verder reiken dan slechts emotie en hechtingsgedrag, en waarschijnlijk ook een invloed op praktischer relationeel gedrag hebben.
34
APPENDIX
Maintenance Behaviour
Heeft u / bent u in de afgelopen twee weken...
1. ... genegenheid voor uw partner aan hem/haar getoond? 2. … duidelijk gemaakt dat uw relatie een toekomst heeft? 3. … tegen uw partner gezegd hoeveel hij/zij voor u betekent?
4. … uw partner aan afspraken herinnerd die u over uw relatie heeft gemaakt
(bijvoorbeeld altijd proberen om de verbondenheid met elkaar in stand te houden)? 5. … uw verbondenheid met uw partner tegenover hem/haar benadrukt?
6. … uw partner aangemoedigd om zijn/haar gevoelens met u te delen? 7. … gewoon verteld hoe u over de relatie denkt?
8. … uw partner verteld wat u wilt en nodig heeft in uw relatie? 9. … de kwaliteit van de relatie ter sprake gebracht?
10. … geprobeerd om romantisch, gezellig en leuk te zijn?
11. … heel aardig, attent en beleefd geweest tegenover uw partner?
12. … geprobeerd om uw partner goed over zichzelf te laten voelen, door bijvoorbeeld complimenten te geven, enz.?
13. … geprobeerd gezamenlijk een conflict op te lossen? 14. … naar uw partner geluisterd zonder een oordeel te vellen? 15. … geduldig en vergevingsgezind geweest tegenover uw partner? 16. … evenredig geholpen bij de dingen die gedaan moesten worden? 17. … aangeboden om dingen te doen die niet in uw ‘takenpakket’ vallen? 18. … het eerlijke aandeel van het werk gedaan dat u gezamenlijk moest doen? 19. … geprobeerd om zich aan uw verplichtingen te onttrekken?
20. ... u vrolijk en positief gedragen in het bijzijn van uw partner?
21. ... geprobeerd om optimistisch te zijn wanneer u met uw partner samen bent? 22. ... laten zien dat u bereid bent om dingen te doen met zijn/haar vrienden en familie? 23. ... tijd doorgebracht met uw gezamenlijke vrienden?
24. ... uw vrienden of familie bij uw activiteiten betrokken? 25. ... aandacht aan gezamenlijke vrienden en kennissen besteed?
