De samenhang tussen hechtingskwaliteit en interpersoonlijk gedrag

De Samenhang Tussen Hechtingskwaliteit en Interpersoonlijk Gedrag

Universiteit van Amsterdam

Studentnummer: 10207368 Begeleider: Steven de Jong Aantal woorden: 4715

Abstract

Een belangrijke assumptie van de interpersoonlijke theorie is de complementariteit, wat de wisselwerking van het gedrag tussen twee personen omschrijft. Op de dimensie dominantie uit complementariteit zich in tegengestelde richting, reciprocity genoemd. Bij de dimensie affiliatie gaat het om gedrag in dezelfde richting; correspondence. In deze studie werd onderzocht of: (1) de hechtingskwaliteit geassocieerd is met de interpersoonlijke stijl, (2) de hechtingskwaliteit samenhangt met reciprocity en correspondence en of de

relatieduur dit beïnvloedt. Video-opnames van interacties van 50 heteroseksuele paren werden gescoord met de moment-to-moment joystickmethode voor interpersoonlijk gedrag. Een angstige hechtingsstijl bleek niet geassocieerd met dominantie en affiliatie. Een

vermijdende hechtingstijl hangt samen met een dominante interpersoonlijke stijl. Deze associatie verschilt niet tussen mannen en vrouwen. Een hogere mate van hechtingsangst van de vrouw, maar niet van de man, en een langere relatieduur zijn gerelateerd aan een sterker negatieve score op reciprocity en dus meer tegengesteld gedrag op de dominantie-as. Een langere relatieduur hangt samen met minder correspondence. De belangrijkste conclusies van dit onderzoek zijn dat een vermijdende hechtingstijl samenhangt met een dominante interpersoonlijke stijl en dat een angstige hechtingstijl van alleen de vrouw samenhangt met meer reciprocity tussen partners. Dit zou kunnen suggereren dat er sekseverschillen bestaan in de mate waarin de kwaliteit van hechting het interpersoonlijk gedrag beïnvloedt.

Inleiding

De wijze waarop twee mensen zich ten opzichte van elkaar gedragen, lijkt zich in een dynamisch patroon af te spelen. Zo kunnen mensen afwisselend de leiding nemen in een

conversatie, of juist ‘botsen’ als beide zich bijvoorbeeld vijandig opstellen. Volgens de

interpersoonlijke theorie, roept gedrag van de ene persoon, bepaald gedrag op bij de andere persoon. Dit principe lijkt gebaseerd op een menselijke behoefte voor nabijheid en controle. De grootste variatie in dit patroon kan volgens de interpersoonlijke theorie opgedeeld worden in twee fundamentele dimensies: dominantie en affiliatie. Voor het

operationaliseren van deze dimensies, ontwikkelde Leary (1957) het Interpersonal Circumplex (IPC), waarbij dominantie versus onderdanigheid uitgezet is op de y-as en affiliatie versus vijandigheid op de x-as (Gallo, Smith, & Ruiz, 2003; Horowitz, 1996; Kiesler, 1996). Een kernprincipe van de interpersoonlijke theorie is complementariteit, wat de

dynamische wisselwerking van het gedrag van de twee personen in een interactie omschrijft. Op de dimensie dominantie uit complementariteit zich in tegengestelde richting; dominant gedrag leidt tot onderdanig gedrag van de ander en vice versa. Dit wordt reciprocity

genoemd. Bij affiliatie wordt de term correspondence gebruikt en gaat het om gedrag in dezelfde richting, affiliatie wordt gevolgd door affiliatie en vijandigheid roept vijandigheid op (Sadler, Ethier, Gunn, Duong, & Woody, 2009). Als een tweetal zich gedraagt naar het

principe van complementariteit, zowel voor reciprocity op de dominantie-as als

correspondence op de affiliatie-as, blijkt de relatie het meest harmonieus, sterk en stabiel (Kiesler, 1983, 1996; Thomas, Hopwood, Woody, Ethier, Sadler, 2014; Tracey, 2014).

Een mogelijke voorspeller van het interpersoonlijk gedrag is de hechtingsstijl. Volgens de hechtingstheorie ontstaat de persoonlijke hechtingsstijl door ervaringen met verzorgers in de vroege kindertijd (Bowlby, 1982). Hechtingsstijlen kunnen beschreven worden aan de hand van een tweedimensionaal model gebaseerd op angst en vermijding (Brennan, Clark, & Shaver, 1998). De dimensie angst representeert met name de mate waarin een persoon zich zorgen maakt over afwijzing, gebrek aan liefde en zorg van anderen. Vermijding reflecteert

in welke mate iemand ongemak ervaart bij intimiteit en niet afhankelijk wenst te zijn van een ander. Een lage score op beide dimensies staat voor een veilige hechting (Brennan et al., 1998; Sadikaj, Moskowitz, & Zuroff, 2011). Bowlby (1982) beschreef in zijn hechtingstheorie, dat de hechtingsstijl effect kan hebben op het interpersoonlijk gedrag; een onveilige

hechtingsstijl kan mogelijk tot problemen leiden in het interpersoonlijk gedrag.

Uit eerder onderzoek komt naar voren dat hechting die gekenmerkt wordt door een hoge mate van angst en vermijding, geassocieerd is met een onderdanige en vijandige interpersoonlijke stijl (Gallo et al., 2003; Xue en Zhao, 2011). In de studie van Gallo et al. (2003) werd gevonden dat deze associatie voor zowel mannen als vrouwen geldt. Deze uitkomsten leken dicht bij elkaar te liggen, of de associatie tussen hechting en

interpersoonlijk gedrag qua sterkte significant verschilt tussen de seksen werd niet onderzocht.

Wat betreft de samenhang tussen de mate van complementariteit en

hechtingskwaliteit is bekend dat minder hechtingsangst samenhangt met een hogere mate van zowel reciprocity, complementariteit op de dominantie-as, als correspondence,

complementariteit op de affiliatie-as (Maxwell, Tasca, Gick, Ritchie, Balfour, & Bissada, 2012). Over de samenhang tussen de hechtingsdimensie vermijding en complementariteit is voor zover bekend geen literatuur gepubliceerd.

Echter zitten aan de voorgaande onderzoeken een aantal methodologische beperkingen vast. Zo werd het interpersoonlijk gedrag in het onderzoek van Gallo et al. (2003) aan de hand van zelfrapportage vragenlijsten gemeten. Zelfrapportage vragenlijsten hebben als nadeel dat de uitkomst slechts een algemene globale weergave is van hoe iemand zijn interpersoonlijk gedrag zelf ziet en interpreteert. Bij het onderzoek van Xue en Zhao (2011) en Maxwell et al. (2012), zijn deze nadelen deels verholpen door gebruik te

maken van de zogenaamde act-to-act methode. Bij deze methode scoren niet de

proefpersonen zelf, maar onafhankelijke observatoren het interpersoonlijk gedrag tijdens een gesprek, door de interactie op te delen in te onderscheiden gedragingen en deze gedragingen te labelen. Echter, ook met deze methode gaat belangrijke informatie over de continue flexibele aard van sociale processen over de tijd verloren (Lizdek, Sadler, Woody, Ethier, & Malet, 2012). Interpersoonlijke processen gaan dusdanig snel, dat door het opdelen in benoembare gedragingen, kleine en snelle veranderingen onbelicht kunnen blijven.

Recent ontwikkelden onderzoekers een nieuwe methode om interpersoonlijk gedrag van moment tot moment te kunnen meten; de joystickmethode (Lizdek et al., 2012; Sadler et al., 2009). Beoordelaars observeren video-opnames van interacties en scoren

tegelijkertijd met een computerjoystick continu de positie van de proefpersonen op de roos van Leary. De positie op de assen wordt twee keer per seconde geregistreerd. De metingen zijn vergeleken met meer traditionele interpersoonlijke meetmethodes en lijken

betrouwbaar en valide het interpersoonlijk gedrag te weergeven (Lizdek et al., 2012; Markey, Lowmaster, & Eichler, 2010; Sadler et al., 2009). Een groot voordeel van deze methode is dat zeer specifieke informatie over de interpersoonlijke stijl en

complementariteit gedetailleerd in continue tijdsseries bestudeerd kan worden.

In het huidige onderzoek wordt, door gebruik te maken van de joystick moment-to-moment methode, bestudeert of de kwaliteit van hechting de interpersoonlijke stijl en de mate van complementariteit in een interactie voorspelt. Ten eerste zal onderzocht worden of binnen de hechtingsdimensies een sterkere mate van angst en vermijding geassocieerd is met een meer onderdanige vijandige interpersoonlijke stijl. Aanvullend op deze

vrouwen. Ten tweede wordt bestudeerd of een hogere kwaliteit van hechting samengaat met meer complementariteit, oftewel reciprocity op de dominantie-as en correspondence op de affiliatie-as. Hierbij wordt aanvullend gekeken of een langere relatieduur het eventuele negatieve effect van een onveilige hechting op de mate van complementariteit verkleint.

Methode Deelnemers

Aan het onderzoek namen 50 heteroseksuele paren deel met een leeftijd variërend van 17 tot 30 jaar. Van de paren was tenminste één van beide partners eerstejaarsstudent psychologie aan de Universiteit van Amsterdam. Inclusiecriterium was een relatieduur van minimaal een half jaar. Exclusiecriteria waren de aanwezigheid van een lichamelijke aandoening, in het bijzonder een hartaandoening of medicatiegebruik voor een hartaandoening. De eerstejaars psychologiestudenten ontvingen als bijdrage voor hun deelname aan het onderzoek drie proefpersoonpunten of een bedrag van 20 euro. De paren namen deel aan een groter onderzoek van de Universiteit van Amsterdam, waarop de grootte van de steekproef bepaald was.

Materialen

Van de Experiences in Close Relationships Questionnaire (ECR; Brennan et al., 1998) werd de Nederlandse vertaling (Conradi, Gerslma, van Duijn, & de Jonge, 2006) gebruikt voor de meting van de kwaliteit van hechting. Middels een zelfrapportagevragenlijst wordt de hechting van vroegere en huidige partnerrelaties gemeten op twee dimensies: ‘angst voor afwijzing of verlating’ en ‘vermijding van intimiteit’. De vragenlijst bestaat uit 36 items waarbij ieder antwoord gegeven wordt op een 7-punts schaal, met scores variërend van 1

(‘zeer oneens’) tot 7 (‘zeer eens’). Een voorbeelditem voor de dimensie angst is ‘ik maak me er zorgen over in de steek gelaten te worden’ en voor de dimensie vermijding ‘op het moment dat mijn partner dichtbij komt, merk ik dat ik me terugtrek’. De ECR heeft een goede externe en interne validiteit en de schalen hebben een Cronbach’s alpha van respectievelijk .88 en .92 voor de Nederlandse versie (Conradi et al., 2006).

Van de Dyadic Adjustment Scale (DAS; Spanier, 1976) werd de Nederlandse vertaling (Buysse & Heene, 1997) gebruikt om conflictonderwerpen tussen partners te meten. De DAS bevat 15 items waarmee gemeten wordt in welke mate iemand het met zijn of haar partner oneens is op een bepaald vlak binnen de relatie. De deelnemers scoren op een 5-punts schaal die varieert van 1 (‘altijd oneens’) tot 5 (‘altijd eens’) de mate van discrepantie ten opzichte van zijn of haar partner op verschillende onderwerpen waaronder ‘seksualiteit’, ‘vrijetijdsbesteding’ en ‘belangrijke beslissingen’.

Voor het scoren van het interpersoonlijk gedrag met de computerjoystick werd de software DARMA: Dual Axis Rating and Media Annotiation (Girard, 2014) gebruikt. De locatie van de joystick op de assen dominantie en affiliatie wordt twee keer per seconde

geregistreerd. Voor het analyseren van de data wordt gebruik gemaakt van IBM SPSS Statistics versie 22.

Procedure

De werving van studenten en hun partners om deel te nemen aan dit onderzoek vond plaats via een website van de Universiteit van Amsterdam. Beide partners werden gevraagd om het informed consent en een algemene screeningslijst in te vullen voorafgaand aan het onderzoek. Ook vulden de deelnemers de ECR (hechting) en de DAS-15

discussietaak. Van de DAS lijst werd in overleg met de partners een onderwerp gekozen met de hoogste score (dat wil zeggen; grootste discrepantie tussen beide deelnemers),

bijvoorbeeld vrijetijdsbesteding, het tonen van liefde of omgang met de schoonfamilie. Daarna kregen partners drie minuten de tijd om ieder voor zich hun standpunten voor de discussie op te schrijven, gevolgd door drie minuten vrije discussie. Van de drie minuten discussie werd beeldmateriaal opgenomen wat vervolgens is gebruikt om de partners individueel te kunnen scoren met de joystickmethode. Voorafgaand aan het scoren van de video’s werden onafhankelijke beoordelaars getraind op het scoren van interpersoonlijk gedrag met de joystick methode. De ICC van de beoordelaars na de training was .64 op de dominantie-as en .53 op de affiliatie-as.

Analyses

Om de associaties tussen de hechtingsstijl en interpersoonlijke stijl te toetsen, worden bivariate correlatiecoëfficiënten berekend tussen de scores op de angst- en vermijdingschalen van de ECR en de gemiddelde scores op dominantie en affiliatie van de joystickmethode, waarbij het gemiddelde van de beoordelaars gebruikt wordt. Alle variabelen zijn continu. Deze analyses, zoals omschreven in Field (2013) en Gallo et al. (2003), worden ten eerste apart voor mannen en vrouwen uitgevoerd, zodat de resultaten vergeleken kunnen worden met het onderzoek van Gallo et al. (2003). Vervolgens worden twee multipele regressieanalyses uitgevoerd met sekse als moderator, om een eventueel verschil in het effect tussen mannen en vrouwen te onderzoeken. In het eerste model wordt de mate van dominantie voorspelt en in het tweede model de mate van affiliatie. In beide modellen zijn sekse en de scores op de angst- en vermijdingschalen van de ECR de

Voor het beantwoorden van de tweede hoofdvraag, wordt de voorspellende waarde van de ECR scores voor angst en vermijding en de relatieduur op de complementariteit getoetst. De complementariteit, de reciprocity en de correspondence, van de koppels wordt gemeten door de moment-to-moment cross correlatie tussen de partners te berekenen. Dit wordt berekend door voor alle datapunten in de bivariate tijdsserie de correlatie te

berekenen en hiervan het gemiddelde te nemen over de gehele tijdsserie. Het is mogelijk dat door het exact gelijk lopen van de tijdsreeksen, een patroon van samenhang gemist wordt. Bijvoorbeeld als het gedrag van de een als reactie volgt op het gedrag van de ander. Om te controleren voor deze eventuele time lags, wordt de cross correlatie functie

berekend, wat inhoudt dat de correlatie wordt weergegeven als functie van een reeks tijdspunten. Twee multipele regressieanalyses worden uitgevoerd om te bepalen of de reciprocity en de correspondence van een koppel voorspelt kunnen worden. In dit model worden de ECR scores voor angst en vermijding van zowel de man als de vrouw

meegenomen als predictoren. De relatieduur zal als predictor en als moderator meegenomen worden in dit model. Alle variabelen in dit model zijn continu en alle onderzoeksvragen worden tweezijdig getoetst.

Resultaten

In de analyses zijn de data van 10 paren niet meegenomen vanwege onvoldoende kwaliteit van het beeldmateriaal en van één paar vanwege het ontbreken van de scores op de ECR vragenlijsten. De gemiddelde ICC score van de groep beoordelaars was 0.732 voor de dominantie-as en 0.535 voor de affiliatie-as. Voor het uitzetten van de cross-correlatie functies (CCF’s) bij de bivariate tijdsseries, werden time lags tot 20 seconden berekend. Het grootste deel (80 procent) van de CFF’s voor de dominantie-as liet een duidelijk dal (sterke

negatieve correlatie) zien rondom nul zien, van min vijf tot vijf seconden. Hiervan viel bij 21 procent het laagste punt exact op het getal nul. De overige tijdsmomenten van het laagste punt van het dal waren niet consistent. Van de CCF’s voor de affiliatie-as liet 74 procent een duidelijke piek (positieve correlatie) zien rondom nul, van min vijf tot vijf seconden. Hiervan viel het hoogste punt bij 38 procent van de CCF’s exact op het getal nul. Geconcludeerd kan worden dat er geen time lag toegepast hoeft te worden bij het berekenen van de cross-correlaties voor de variabelen reciprocity en correspondence.

Hechtingskwaliteit en Interpersoonlijke Stijl

De Pearson’s correlatiecoëfficiënten zijn berekend tussen de gemiddelde scores op de IPC-assen en de ECR-scores. Om te checken of voldaan is aan de assumpties van

lineariteit en normaliteit is gebruik gemaakt van scatterplots, Q-Q plots, P-P plots en

histogrammen. Aan de assumptie van lineariteit leek voldaan. De scores van de mannen op de affiliatie-as leken niet normaal verdeeld en dit is bevestigd met de Kolmogorov-Smirnov test. De scores op de affiliatie-as van mannen wijken significant van normaal af, D(38) = -.15, p = .03. Vanwege het niet normaal verdeeld zijn van de data werd een bootstrap uitgevoerd.

De resultaten zijn weergegeven in Tabel 1. Er is geen significant verband tussen de mate van hechtingsangst en de mate van dominantie. Er is wel een significant positief

verband tussen de mate van hechtingsvermijding en de mate van dominantie, r = .270 BCa CI [0.50, 0.460], p = .02. Indien dit bij mannen en vrouwen apart werd getoetst, is deze

correlatie niet significant. Er is geen significant verband tussen de mate van hechtingsangst en de mate van affiliatie en ook geen significant verband tussen de mate van

hechtingsvermijding en de mate van affiliatie. Deze verbanden waren eveneens niet significant indien getest binnen mannen en vrouwen apart.

Tabel 1

Pearson Product-Moment Correlaties voor de Interpersoonlijke Dimensies en de Hechtingsschalen

Gehele steekproef Mannen Vrouwen

Angst Vermijding Angst Vermijding Angst Vermijding

Dominantie -.187 .270* -.092 .303 -.298 .242

Affiliatie -.115 .085 -.188 .079 -.034 .081

* p < .05 (tweezijdig)

Omdat er verschillen zichtbaar zijn tussen mannen en vrouwen in de

correlatiecoëfficiënten werd aanvullend een multipele regressie uitgevoerd waarin sekse werd meegenomen als moderator. Vanwege het niet normaal verdeeld zijn van de data werd ook hier een bootstrap uitgevoerd. Voor het voorspellen van de mate van dominantie blijkt het model met alleen hechtingsvermijding als voorspeller significant, F(1, 74) = 5.84, p = .02. Na het toevoegen van de voorspeller hechtingsangst is het model nog steeds

significant, F(1, 73) = 4.00, p = .02, maar niet significant beter dan het model met alleen hechtingsvermijding, F(1, 73) = 2.08, p = .15. Hechtingsvermijding is een significante voorspeller van dominantie, b = 2.10, t(74) = 2.42, p = .02. Hoe hoger de score op de hechtingsvermijding schaal, hoe groter de mate van dominantie. Hechtingsangst is geen significante voorspeller voor de mate van dominantie, b = -1.08, t(73) = -1.44, p = .15. Na het toevoegen van de variabele sekse en de interacties tussen sekse en de hechtingsschalen, is het model niet meer significant, F(1, 70) = 1.85, p = .12. Sekse is geen significante

voorspeller, b = -1.94, t(70) = -0.82, p = .94, en geen significante moderator voor het effect van hechtingsvermijding, b = .92, t(70) = .51, p = .61, en het effect van hechtingsangst, b = -1.65, t(70) = -1.07, p = .29, op de mate van dominantie.

Voor het voorspellen van de mate van affiliatie bleek het gehele model niet

significant, F(1, 70) = .37, p = .87. Er werden geen significante voorspellers gevonden en geen significante moderatie effecten.

Hechtingskwaliteit en Complementariteit

Voor het voorspellen van de mate van reciprocity op de dominantie-as van een paar, is een multipele regressie model opgesteld met de volgende mogelijke voorspellers;

hechtingsangst van de man, hechtingsangst van de vrouw, hechtingsvermijding van de man, hechtingsvermijding van de vrouw, relatieduur en de interactie tussen de relatieduur en de verschillende hechtingsschalen.

Voor het uitvoeren van de regressieanalyse is de assumptie voor lineariteit gecheckt aan de hand van een scattermatrix. Na het uitvoeren van de regressie zijn de assumpties van lineariteit, homoscedasticiteit en onafhankelijkheid gecheckt door de standardized residual tegen de standardized predicted value uit te zetten. Aan de assumpties leek voldaan. De assumptie van normaliteit is gecheckt met een histogram en leek geschonden. Om deze reden is gebruik gemaakt van bootstrap en de regressieanalyse opnieuw uitgevoerd.

Alleen het model waarin alle variabelen zijn meegenomen blijkt significant de mate van reciprocity te voorspellen, F(1, 28) = 2.37, p = .04, zie Tabel 2. De hechtingsangst van de vrouw is een significante voorspeller van reciprocity. Een hogere score op hechtingsangst van de vrouw is gerelateerd aan een sterker negatieve score op reciprocity en dus meer tegengesteld gedrag op de dominantie-as, zie Figuur 1. Ook de relatieduur is een significante voorspeller van reciprocity. Hoe langer de relatieduur, hoe negatiever de reciprocity score oftewel meer tegengesteld gedrag qua dominantie. De interactie tussen de relatieduur en de hechtingsangst van de vrouw is een significante voorspeller van reciprocity. Dit betekent dat

de duur van de relatie het effect van de hechtingsangst van de vrouw op reciprocity

significant modereert. De overige predictoren blijken geen significante voorspellers van de mate van reciprocity.

Tabel 2

De mate van reciprocity van een paar voorspelt door de ECR-scores en relatieduur Predictoren Unstandardized

coefficients Standardized coefficients

t (27) p B Std. error Beta Vermijding man 0.011 0.010 0.377 1.15 .260 Vermijding vrouw -0.022 0.015 -0.879 -1.48 .151 Angst man -0.008 0.009 -0.388 -0.89 .383 Angst vrouw -0.024 0.008 -0.935 -2.93 .007 Relatieduur -0.099 0.029 -3.521 -3.45 .002 Interactie relatieduur x angst vrouw 0.001 0.000 2.501 3.16 .004 Noot. Reciprocity is de afhankelijke variabele in dit model.

Figuur 1. Schematische Weergave van de Hechtingsangst van de Vrouw als Voorspeller van de Complementariteit op de Dominantie-As (Reciprocity)

Ook voor het voorspellen van de mate van correspondence op de affiliatie-as is een multipele regressie model opgesteld met de volgende mogelijke voorspellers;

hechtingsangst van de man, hechtingsangst van de vrouw, hechtingsvermijding van de man, hechtingsvermijding van de vrouw, relatieduur en de interactie tussen de relatieduur en de verschillende hechtingsschalen.

Voor het uitvoeren van de regressieanalyse is de lineariteit gecheckt aan de hand van een scattermatrix. Na het uitvoeren van de regressie zijn de assumpties van lineariteit, homoscedasticiteit en onafhankelijkheid gecheckt door de standardized residual tegen standardized predicted value uit te zetten. Aan de assumpties leek voldaan. De assumptie van normaliteit is gecheckt met een histogram en ook hier leek ook aan voldaan.

Het model waarin alle variabelen zijn meegenomen blijkt niet significant de mate van correspondence te voorspellen, F(1, 28) = 1.94, p = .09. Het model waarin hechtingsangst van de man en de vrouw, hechtingvermijding van de man en de vrouw en relatieduur zijn

meegenomen, maar niet de interacties tussen deze factoren, blijkt niet significant de mate van correspondence te voorspellen F(5, 32) = 2.44, p = .056, maar wel significant beter dan het model zonder relatieduur, F(1, 32) = 7.34, p = .01, zie Tabel 3. De relatieduur blijkt in het model zonder interactiefactoren een significante voorspeller van correspondence. Hoe langer de relatieduur, hoe lager de mate van correspondence. De overige predictoren bleken geen significante voorspellers van de mate van correspondence. Ook bleek de relatieduur geen significante moderator van het effect van een van deze predictoren.

Tabel 3

De mate van correspondence van een paar voorspelt door de ECR-scores en relatieduur Predictoren Unstandardized

coefficients Standardized coefficients

t (27) p

B Std. error Beta

Vermijding man 0.002 0.004 0.096 0.63 .535 Vermijding vrouw 0.000 0.003 -0.006 -0.03 .973 Angst man -0.001 0.003 -0.086 -0.55 .590

Angst vrouw 0.005 0.003 0.239 1.54 .133 Relatieduur -0.009 -0.003 -0.424 -2.71 .011 Noot. Correspondence is de afhankelijke variabele in dit model.

Discussie

In de huidige studie werd allereerst onderzocht of een sterkere mate van de hechtingsdimensies angst en vermijding geassocieerd zijn met een meer onderdanige vijandige interpersoonlijke stijl. De resultaten laten zien dat hechtingsangst niet geassocieerd is met dominantie en affiliatie. Vermijding is ook niet geassocieerd met

affiliatie, maar wel met dominantie. Deze laatste associatie betreft een positief verband wat inhoudt dat een hechtingsstijl gekenmerkt door een grotere mate van vermijding samen gaat met een meer dominante interpersoonlijke stijl. Aanvullend werd bestudeerd of de eventuele associatie tussen de hechtingsdimensies en interpersoonlijke stijl verschilt tussen mannen en vrouwen. Dit bleek niet het geval.

De bevindingen sluiten niet aan bij de bevindingen van Gallo et al. (2003), die vond dat hechtingsstijlen met meer angst en vermijding gecorreleerd waren aan een vijandige en onderdanige interpersoonlijke stijl. Dit zou deels verklaard kunnen worden door verschillen in de gehanteerde meetmethode; in het huidige onderzoek werd gebruik gemaakt van de joystick moment-to-moment methode, waarbij gedurende drie minuten het interpersoonlijk gedrag gescoord wordt door onafhankelijke beoordelaars, terwijl Gallo et al. (2003) dit deden aan de hand van zelfrapportage vragenlijsten.

Een ander verschil is dat het huidige onderzoek het interpersoonlijk gedrag in een conflictsituatie bestudeerde, terwijl dit bij Gallo et al. (2003) niet het geval was. Uit de hechtingstheorie komt naar voren dat vermijdend gehechte personen niet afhankelijk

wensen te zijn van een ander (Brennan et al., 1998). Mogelijk zou dit als gevolg kunnen hebben, dat vermijdend gehechte personen zich in een conflictsituatie dominanter opstellen. Dit is in lijn met de resultaten van de huidige studie die laat zien dat een vermijdende hechtingsstijl samenhangt met dominant gedrag.

Een tweede vraag van de huidige studie was of een hogere kwaliteit van hechting samengaat met meer reciprocity en correspondence op de assen van dominantie en affiliatie. Aanvullend werd gekeken of de relatieduur het eventuele effect van een onveilige hechting op de mate van complementariteit modereert. Een hogere mate van hechtingsangst van de vrouw en een langere relatieduur bleken gerelateerd aan een lagere score op reciprocity. Dit betekent dat meer hechtingsangst bij vrouwen en een langere duur van de relatie beide samenhangen met meer complementariteit op de dominantie-as, oftewel een hogere mate van tegengesteld gedrag op deze as. Ook bleek sprake van een interactie tussen de

relatieduur en hechtingsangst van de vrouw, hetgeen betekent dat de duur van de relatie het effect van de hechtingsangst van de vrouw op reciprocity modereert. Voor

correspondence bleek alleen de relatieduur voorspellend te zijn; een langere relatieduur hing samen met minder correspondence.

Eerder is in de literatuur beschreven dat minder hechtingsangst samenhangt met meer reciprocity en meer correspondence. (Maxwell, Tasca, Gick, Ritchie, Balfour, & Bissada, 2012). Dit onderzoek van Maxwell et al. (2012) bestudeerde uitsluitend vrouwen met een eetstoornis. Het huidige onderzoek toont echter aan dat meer reciprocity, oftewel het feit dat meer dominant gedrag van de ene partner leidt tot meer onderdanig gedrag van de andere partner samenhangt met meer hechtingangst van de vrouw. Bij mannen werd dit echter niet gevonden. Dit zou kunnen suggereren dat er sekseverschillen bestaan in de mate waarin de kwaliteit van hechting het interpersoonlijk gedrag binnen een relatie beïnvloedt.

Binnen de hechtingstheorie representeert de angstdimensie de angst om verlaten of afgewezen te worden (Brennan et al., 1998). Hierbij past het idee dat een hogere mate van hechtingsangst zal leiden tot meer complementariteit op de dominantie-as. Het lijkt erop dat meer dominant gedrag van de ene partner ertoe leidt dat de andere partner uit angst sneller in een onderdanige rol schiet. De resultaten van de huidige studie wijzen in deze richting, namelijk dat meer hechtingsangst samen gaat met een meer onderdanige interpersoonlijke stijl. Echter, dit verband was niet significant dus kan niet zonder meer gesteld worden dat deze data dit verband ondersteunen.

Het huidige onderzoek kent een aantal beperkingen. Zo is het aantal deelnemers beperkt omdat de oorspronkelijke studie waarvan de deelnemers gebruikt zijn, niet opgezet was om de hypotheses van de huidige studie te toetsen. Ten tweede bedraagt de

observatietijd slechts drie minuten op basis van het beschikbare materiaal. Ten derde waren de deelnemers zich er van bewust dat ze gefilmd en geobserveerd werden tijdens het

bespreken van hun relatieprobleem, wat mogelijk hun gedragsuitingen heeft gedempt. Ten vierde is het probleem dat besproken werd tijdens de filmopname geselecteerd op basis van de grootste discrepantie tussen beide partners, hetgeen mogelijk een geforceerde setting creëert waardoor partners niet hun “natuurlijke” gedrag vertonen. Tenslotte zijn de proefpersonen allen psychologie studenten met partner wat het generaliseren van de resultaten naar de algemene populatie beperkt.

Concluderend kan gesteld worden dat hechtingsangst niet geassocieerd is met dominantie en affiliatie. Vermijding is niet geassocieerd met affiliatie, maar een

hechtingsstijl gekenmerkt door een grotere mate van vermijding gaat samen met een meer dominante interpersoonlijke stijl. De associatie tussen de hechtingsdimensies en

hechtingsangst van de vrouw en een langere relatieduur zijn gerelateerd aan een lagere score op reciprocity, oftewel meer tegengesteld gedrag in dominantie. Een langere relatieduur hangt samen met minder correspondence.

Literatuurlijst

Bowlby, J. (1982). Attachment and loss: Retrospect and prospect. American journal of Orthopsychiatry, 52(4), 664-678.

Brennan, K. A., Clark, C. L., & Shaver, P. R. (1998). Self-report measurement of adult attachment: An integrative overview.

Conradi, J. H., Gerlsma, C., Duijn, M. V., & Jonge, P. D. (2006). Internal and external validity of the experiences in close relationships questionnaire in an American and two Dutch samples. The European journal of psychiatry, 20(4), 258-269.

Gallo, L. C., Smith, T. W., & Ruiz, J. M. (2003). An interpersonal analysis of adult attachment style: Circumplex descriptions, recalled developmental experiences,

self-representations, and interpersonal functioning in adulthood. Journal of Personality, 71(2), 141-182.

Horowitz, L. M. (1996). The study of interpersonal problems: A Leary legacy. Journal of Personality Assessment, 66(2), 283-300.

Kiesler, D. J. (1983). The 1982 interpersonal circle: A taxonomy for complementarity in human transactions. Psychological review, 90(3), 185-214.

Kiesler, D. J. (1997). Contemporary interpersonal theory and research: Personality, psychopathology, and psychotherapy. The Journal of psychotherapy practice and research, 6(4), 339-341.

Leary, T (1957). Interpersonal diagnosis of personality. New York: Ronald Press. Lizdek, I., Sadler, P., Woody, E., Ethier, N., & Malet, G. (2012). Capturing the stream of

behavior: A computer-joystick method for coding interpersonal behavior continuously over time. Social Science Computer Review, 30(4), 513-521.

Markey, P., Lowmaster, S., & Eichler, W. (2010). A real-time assessment of interpersonal complementarity. Personal Relationships, 17(1), 13-25.

Maxwell, H., Tasca, G. A., Gick, M., Ritchie, K., Balfour, L., & Bissada, H. (2012). The impact of attachment anxiety on interpersonal complementarity in early group therapy

interactions among women with binge eating disorder. Group Dynamics: Theory, Research, and Practice, 16(4), 255-271.

Sadikaj, G., Moskowitz, D. S., & Zuroff, D. C. (2011). Within-person processes leading to quarrelsome behavior in interactions between romantic partners. Multivariate behavioral research, 46(6), 1014-1015.

Sadler, P., Ethier, N., Gunn, G. R., Duong, D., & Woody, E. (2009). Are we on the same wavelength? Interpersonal complementarity as shared cyclical patterns during interactions. Journal of personality and social psychology, 97(6), 1005-1020.

Spanier, G. (1976). Measuring Dyadic Adjustment: New Scales for Assessing the Quality of Marriage and Similar Dyads. Journal of Marriage and Family, 38(1), 15-28.

Thomas, K. M., Hopwood, C. J., Woody, E., Ethier, N., & Sadler, P. (2014). Momentary assessment of interpersonal process in psychotherapy. Journal of counseling psychology, 61(1), 1-14.

Tracey, T. J. (2004). Levels of interpersonal complementarity: A simplex representation. Personality and Social Psychology Bulletin, 30(9), 1211-1225.

Xue, W., & Zhao, S. (2011). The analysis of attachment styles through interpersonal circumplex description. Psychology, 2(7), 665-668.