De Relatie tussen Ernstindices, disfunctionele Schema’s en ervaren
Opvoedstijl bij de Afhankelijke- en Dwangmatige Persoonlijkheidsstoornis
Masterthese Klinische Psychologie
Naam : Bianca Debets Studentnummer : 9187022
Begeleider : Dhr. prof. dr. A.R. Arntz Datum : 11 augustus 2017
2
Inhoudsopgave
Abstract 4
1. Inleiding 5
1.1 Introductie 5
1.2 Kenmerken van de afhankelijke en dwangmatige persoonlijkheidsstoornis 6 1.3 Disfunctionele schema’s en persoonlijkheidsstoornissen 8
1.4 Opvoedstijlen 11
1.4.1 Opvoedstijl en persoonlijkheidsstoornissen 11
1.4.2 Opvoedstijl en disfunctionele schema’s 12
1.5 Het huidige onderzoek 13
2. Methoden 15 2.1 Deelnemers 15 2.2 Materialen 17 2.3 Procedure 21 2.4 Beoordelaars 21 2.5 Data-analyse 22 3. Resultaten 24 3.1 Steekproefkarakteristieken 24
3.2 Psychometrische eigenschappen DPDSI en OCPDSI 26
3.3 Correlaties en meervoudige regressie 26
3.4 Mediatieanalyses 31
3.5 Exploratieve analyses 35
4. Conclusie en Discussie 37
3
6. Bijlagen 50
A. Informatiebrochure deelnemers 49
B. Dependent Personality Disorder Severity Index 54 C. Obsessive Compulsive Personality Severity Index 65
D. Schema Vragenlijst Revised 73
4
Abstract
Het schemamodel van Young veronderstelt dat disfunctionele schema’s de kern van persoonlijkheidsstoornissen vormen en deze schema’s mede kunnen ontstaan door de opvoedstijl van ouders. Dit is echter nog nauwelijks onderzocht bij cluster C
persoonlijkheidsstoornissen (PS), waaronder de afhankelijke en dwangmatige PS. Deze studie had dan ook als doel meer inzicht te krijgen in de relaties tussen opvoedstijl, disfunctionele schema’s en de ernst van deze persoonlijkheidsstoornissen. Om dit te onderzoeken werden twee semigestructureerde ernstinterviews ontwikkeld, die vervolgens bij 36 deelnemers zijn afgenomen. Voorts werden aan de hand van vragenlijsten (ervaren) opvoedstijlen en disfunctionele schema’s gemeten. Uit de resultaten bleek dat het schema verlating de ernst van de afhankelijke PS voorspelde en het schema hoge eisen de ernst van de dwangmatige PS. Verder bleek enkel de opvoedstijl zorg de ernst van beide persoonlijkheidsstoornissen te voorspellen. Tot slot bleek dat: het schema verlating de relatie tussen de opvoedstijl zorg en de ernst van de afhankelijke PS medieerde; en dat het schema hoge eisen zowel de relatie tussen de opvoedstijl zorg en de ernst van de dwangmatige PS medieerde, als de relatie tussen de opvoedstijl overbescherming en de ernst van de dwangmatige PS. De resultaten bieden empirische steun aan het schemamodel van Young en de ontwikkelde ernstinterviews kunnen in de toekomst gebruikt worden in onderzoek naar de effectiviteit van behandelingen.
5
1. Inleiding
1.1 Introductie
Onderzoek naar cluster C persoonlijkheidsstoornissen, waaronder de afhankelijke en de dwangmatige persoonlijkheidsstoornis, is lange tijd een ondergeschoven kind geweest binnen het onderzoeksveld van de psychologie (Reus de & Emmelkamp, 2012). Mogelijk heeft dit te maken met de beeldvorming, al dan niet terecht, dat cluster C persoonlijkheidsstoornissen relatief milde stoornissen zijn in vergelijking tot de andere clusters. Echter ook deze persoonlijkheidsstoornissen gaan gepaard met lijdensdruk en vermindering van de kwaliteit van leven (Cramer, Torgersen & Kringlen, 2006; Soeteman, Verheul & Busschbach, 2008), evenals hoge zorgkosten (Soeteman, Hakkaart-van Roijen, Verheul, & Busschbach, 2008).
Eén van de behandelingen die reeds effectief is gebleken voor o.a. cluster C
persoonlijkheidsstoornissen is schematherapie (Bamelis, Evers, Spinhoven & Arntz, 2014), een integratieve behandeling ontwikkeld door Young voor mensen met
persoonlijkheidsproblematiek (Arntz, 2008; Young, Klosko & Weishaar, 2005). Young stelt dat disfunctionele schema’s mogelijk de kern vormen van persoonlijkheidsstoornissen en dat deze schema’s mogelijk mede gevormd worden door de opvoedstijl van ouders (Young et al., 2005).
In het kader van onderzoek naar de effectiviteit van schematherapie, alsook andere behandelingen, is dringend behoefte aan instrumenten die de ernst van een
persoonlijkheidsstoornis meten, gedurende een specifieke afgebakende periode, zodat mogelijke veranderingen in frequentie en ernst van symptomen vastgesteld kunnen worden. Een dergelijk instrument is reeds ontwikkeld voor de borderline persoonlijkheidsstoornis, namelijk de Borderline Personality Disorders Severity Index IV, een semigestructureerd interview met goede psychometrische kwaliteiten (Giesen-Bloo et al., 2010).
6 Het doel van dit onderzoek is dan ook enerzijds het ontwikkelen van ernstindices voor de afhankelijke en dwangmatige persoonlijkheidsstoornis, naar het voorbeeld van de BPDSI-IV voor de borderline persoonlijkheidsstoornis (Giesen-Bloo et al., 2010), en anderzijds meer inzicht verkrijgen in etiologische factoren, in de vorm van disfunctionele schema’s (Young et al., 2003) en ervaren opvoedingsstijl, die mogelijk bijdragen aan het ontstaan en in stand houden van deze persoonlijkheidsstoornissen.
1.2 Kenmerken van de Afhankelijke en Dwangmatige Persoonlijkheidsstoornissen Mensen met een afhankelijke persoonlijkheidsstoornis worden gekenmerkt door een pervasieve en buitensporige behoefte om verzorgd te worden, die leidt tot onderworpen en aanklampend gedrag en verlatingsangst. Dit gedrag komt voort uit het beeld dat iemand van zichzelf heeft als iemand die niet adequaat kan functioneren zonder de hulp van anderen (American Psychiatric Association, 2014). Kenmerkend voor de dwangmatige
persoonlijkheidsstoornis is het gepreoccupeerd zijn met ordelijkheid, perfectionisme en intrapsychische en interpersoonlijke beheerstheid ten koste van flexibiliteit, openheid en efficiëntie (American Psychiatric Association, 2014). De DSM-5 criteria voor beide persoonlijkheidsstoornissen staan vermeld in Tabel 1.
Beide persoonlijkheidsstoornissen komen vaak voor. Voor de afhankelijke
persoonlijkheidsstoornis wordt de prevalentie in de algemene bevolking geschat op 1,5 % en binnen de psychiatrische populaties van 1,5 tot 20,5 %. Voor de dwangmatige
persoonlijkheidsstoornis lopen de schattingen uiteen van 2 tot 7% in de algemene bevolking tot 3,5 tot 34,5 % binnen psychiatrische populaties (American Psychiatric Association, 2014; Torgersen, Kringlen & Cramer, 2001; Andrea & Verheul, 2009).
7 Tabel 1
De DSM 5 criteria voor de Afhankelijke en de Dwangmatige Persoonlijkheidsstoornissen Afhankelijke Persoonlijkheidsstoornis
1. Heeft moeite met het nemen van alledaagse beslissingen zonder een buitensporige hoeveelheid adviezen van en geruststelling door anderen.
2. Heeft anderen nodig die de verantwoordelijkheid nemen voor de meeste belangrijke levensgebieden.
3. Heeft moeite met het uiten van een meningsverschil met anderen uit vrees steun of goedkeuring te verliezen.
4. Heeft moeite met het ontplooien van initiatieven of dingen alleen te doen (eerder vanwege een gebrek aan zelfvertrouwen in eigen oordeel of mogelijkheden dan uit gebrek aan motivatie).
5. Gaat tot het uiterste om zorg en steun van anderen te krijgen, kan zelfs aanbieden vrijwillig dingen te doen die onplezierig en onaangenaam zijn
6. Voelt zich niet op zijn of haar gemak of hulpeloos wanneer zij/ hij alleen is, vanwege de overmatige vrees niet in staat te zijn voor zichzelf te kunnen zorgen
7. Gaat direct op zoek naar een andere relatie als een bron van verzorging en steun als een intieme relatie beëindigd wordt.
8. Is op een onrealistische wijze gepreoccupeerd met de vrees aan zichzelf te worden overgelaten en voor zichzelf te moeten zorgen.
Dwangmatige Persoonlijkheidsstoornis
1. Is gepreoccupeerd met details, regels, lijstjes, orde, organisatie of schema’s, zozeer dat het eigenlijke doel van de activiteit uit het oog verloren wordt.
2. Toont een perfectionisme dat interfereert met het voltooien van taken (is bijvoorbeeld niet in staat om een project af te ronden omdat niet wordt voldaan aan zijn of haar overmatig strikte normen.
3. Is excessief toegewijd aan werk en productiviteit, met uitsluiting van ontspannende activiteiten en vriendschappen (niet verklaard door een duidelijke economische noodzaak).
4. Is overmatig consciëntieus, scrupuleus en inflexibel in zaken van moraliteit, ethiek of waarden (niet verklaard door identificatie met een cultuur of religie).
5. Is niet in staat om versleten of waardeloze voorwerpen weg te gooien, zelfs als deze geen sentimentele waarde hebben.
6. Is onwillig om taken te delegeren of met anderen samen te werken, tenzij zij zich geheel onderwerpen aan zijn of haar manier van werken.
7. Heeft zich een vrekkige stijl van geld uitgeven eigen gemaakt, voor zichzelf en anderen; geld wordt beschouwd als iets wat moet worden opgepot voor toekomstige catastrofes. 8. Toont rigiditeit en koppigheid
8 Comorbiditeit met zowel As 1 als As 2 stoornissen is eerder regel dan uitzondering. De afhankelijke persoonlijkheidsstoornis komt binnen het cluster C vaak samen voor met de vermijdende persoonlijkheidsstoornis en binnen het cluster B met de borderline en
histrionische persoonlijkheidsstoornis (Disney, 2013; Andrea et al. 2009). De dwangmatige persoonlijkheidsstoornis komt het meest samen voor met cluster A stoornissen, met name de paranoïde en schizotypische persoonlijkheidsstoornis (Reus de & Emmelkamp, 2012;
Diedrich & Voderholzer, 2015). Gezien het feit dat cluster C ook wel het ‘angst cluster’ wordt genoemd, is het niet verrassend dat beide persoonlijkheidsstoornissen een hoge comorbiditeit met angststoornissen kennen. Ook eetstoornissen, middelenmisbruik en
stemmingsstoornissen komen bij beide persoonlijkheidsstoornissen voor (Vandereyken, Hoogduin & Emmelkamp, 2008; Reus de & Emmelkamp, 2012; Diedrich & Voderholzer, 2015).
1.3 Disfunctionele schema’s en persoonlijkheidsstoornissen
Young stelt dat disfunctionele schema’s mogelijk de kern vormen van
persoonlijkheidsstoornissen en definieert deze disfunctionele schema’s als een breed, algemeen verbreid thema of patroon bestaande uit herinneringen, emoties, cognities en lichamelijke gewaarwordingen, die betrekking hebben op iemand zelf of zijn relaties met anderen (Young et al., 2005). Deze schema’s fungeren als een filter, dat helpt om informatie te ordenen en te interpreteren en waardoor men zichzelf, anderen en de omgeving kan begrijpen (Genderen, Rijkeboer & Arntz, 2008).
Disfunctionele schema’s ontstaan in de kindertijd als resultaat van de interactie tussen het temperament van een kind, de opvoedstijl van de ouders en belangrijke (al dan niet) traumatische ervaringen. Deze schema’s zijn het gevolg van de emotionele basisbehoeften
9 van een kind waaraan niet is voldaan en kunnen gezien worden als een ‘aanpassing’ aan de negatieve ervaringen met opvoeders en leeftijdsgenootjes (Young, Klosko & Weishaar, 2005). Hoewel disfunctionele schema’s aanvankelijk adaptief zijn, maken ze echter dat vooral ervaringen die met het schema overeenkomen worden waargenomen, zodat het schema steeds weer bevestigd wordt. Deze schema’s breiden zich in de loop der tijd dus verder uit, worden resistent voor verandering en overwegend disfunctioneel van karakter (Young, Klosko & Weishaar, 2005). Young onderscheidde 18 disfunctionele schema’s, ondergebracht in vijf categorieën van onbevredigde behoeften, ook wel schemadomeinen genoemd, te weten onverbondenheid en afwijzing, verzwakte autonomie en verminderd functioneren, verzwakte grenzen, gerichtheid op anderen, en overmatige waakzaamheid en inhibitie.
Hoewel de disfunctionele schema’s (hierna kortweg schema’s genoemd) niet zijn ontwikkeld in aansluiting op specifieke persoonlijkheidsstoornissen, worden ze wel verondersteld de kernstructuur van diverse patronen van persoonlijkheidspathologie te definiëren (Nordahl, Holte & Haugum, 2005). Young heeft echter, met uitzondering van de borderline persoonlijkheidsstoornis, geen theoretische voorspelling gedaan over de relatie tussen specifieke schema’s en bepaalde persoonlijkheidsstoornissen.
Indien men de schema’s vergelijkt met de DSM-5 criteria, zou men kunnen verwachten dat de dwangmatige persoonlijkheidsstoornis samenhangt met bijvoorbeeld de schema’s hoge eisen en emotionele geremdheid. Zie voor een omschrijving van deze schema’s Tabel 2. Het schaarse onderzoek naar de relatie tussen schema’s en persoonlijkheidsstoornissen lijkt deze verwachting te ondersteunen. Jovev & Jackson (2010) vonden bij patiënten met een persoonlijkheidsstoornis inderdaad een specifieke relatie tussen de dwangmatige
persoonlijkheidsstoornis en een verhoging op het schema hoge eisen. Ook binnen niet-klinische populaties (Reeves & Taylor, 2007; Carr & Francis, 2010) werd een verband gevonden tussen symptomen van een dwangmatige persoonlijkheidsstoornis en het schema
10 hoge eisen. Het feit dat zowel bij een klinische als een niet-klinische populatie een verband gevonden werd, biedt tevens steun aan de veronderstelling van Young et al. (2003) dat schema’s dimensioneel zijn en dus ook aanwezig zijn in niet-klinische populaties, zij het in mindere mate.
Tabel 2
De Specifieke Disfunctionele Schema’s die mogelijk samenhangen met de Afhankelijke of Dwangmatige Persoonlijkheidsstoornis
Schema Omschrijving
Verlating De patiënt verwacht dat iedereen hem uiteindelijk in de steek zal laten. Anderen zijn onbetrouwbaar en
onvoorspelbaar in hun steun en toewijding. Angst, verdriet en woede wisselen elkaar af als de patiënt zich in de steek gelaten voelt.
Afhankelijkheid/ Onbekwaamheid
De patiënt is extreem hulpeloos en functioneel
afhankelijk van anderen. Hij kan geen besluiten nemen over dagelijkse problemen en is vaak gespannen en angstig.
Emotionele geremdheid De patiënt houdt emoties en impulsen altijd in, omdat hij denkt dat het uiten daarvan anderen zal schaden of leidt tot schaamte, vergelding of verlating. Hij reageert nooit spontaan en legt sterk de nadruk op rationaliteit. Hoge eisen De patiënt gelooft dat hij het nooit goed genoeg kan
doen en dat hij harder zijn best moet doen. Hij is kritisch tegenover zichzelf en anderen en is perfectionistisch, rigide en overdreven efficiënt. Dit gaat ten koste van plezier, ontspanning en sociale contacten.
Noot. Naar van Genderen, Rijkeboer & Arntz (2008).
Bij de afhankelijke persoonlijkheidsstoornis kan op basis van DSM-5 criteria in eerste instantie een samenhang met het schema afhankelijkheid/onbekwaamheid verwacht worden.
11 In onderzoek met niet-klinische populaties werd echter juist een verband gevonden tussen symptomen van de afhankelijke persoonlijkheidsstoornis en het schema verlating (Reeves & Taylor, 2007; Carr & Francis, 2010). Terwijl bij psychiatrische patiënten een verband tussen de afhankelijke persoonlijkheidsstoornis en zowel het schema verlating als het schema afhankelijkheid/onbekwaamheid gevonden werd (Nordahl et al., 2005).
Een mogelijke verklaring is dat de DSM criteria voor de afhankelijke
persoonlijkheidsstoornis uit twee componenten bestaan. Enerzijds een component die functionele afhankelijkheid genoemd kan worden (de eerste vijf DSM criteria). Iemand gelooft dan dat zij op een sterke ander moet kunnen leunen, omdat zij in praktisch opzicht niet capabel is om voor zichzelf te zorgen. Anderzijds een component die emotionele
afhankelijkheid genoemd kan worden (de laatste drie DSM criteria). Iemand heeft dan een sterke behoefte om veilig gehecht te zijn aan een ander. Binnen een relatie ervaart zo iemand verlatingsangst en vertoont aanklampend gedrag, zonder relatie voelt iemand zich alleen en leeg (Arntz, 2005). In onderzoek van Gude et al. (2004) werd deze twee componenten structuur binnen de DSM criteria inderdaad geïdentificeerd. Het schema verlating bleek significant hoger te correleren met de hechtings-/verlatingscomponent dan met de afhankelijke/onbekwame component.
1.4 Opvoedstijl
1.4.1 Opvoedstijl en persoonlijkheidsstoornissen
Naast disfunctionele schema’s wordt ook opvoedstijl gezien als een mogelijke factor die een bijdrage levert aan het ontwikkelen van persoonlijkheidsstoornissen. Ouders verschillen immers in de wijze waarop ze hun kinderen opvoeden en de opvoedstijlen die ze hanteren kunnen in twee dimensies worden onderscheiden. Enerzijds de dimensie
12 kind volgen, reguleren en op welke wijze ze dit begrenzen. Anderzijds de dimensie
warmte/zorg (acceptatie, betrokkenheid), die betrekking heeft op de hoeveelheid steun en affectie die ouders bieden, in tegenstelling tot afwijzing en vijandigheid (Wubs, 2010).
Wat betreft de relatie tussen opvoedstijl en de afhankelijke persoonlijkheidsstoornis, veronderstelt Bornstein (2012) op basis van theorie en empiriedat een overbeschermende opvoedstijl of autoritaire (weinig warmte en veel controle) opvoedstijl een belangrijke factor is bij het ontstaan van deze persoonlijkheidsstoornis. Overbescherming maakt dat kinderen de overtuiging ontwikkelen dat ze kwetsbaar en zwak zijn, niet kunnen overleven zonder anderen en deze anderen nodig hebben voor advies en steun. Een autoritaire opvoedstijl leert kinderen bovendien dat ze zich alleen kunnen handhaven door aan de eisen en verwachtingen van anderen te voldoen, waardoor ze geen vertrouwen in hun eigen autonomie ontwikkelen (Bornstein, 2005, 2012). In recenter onderzoek van Russ, Heim en Westen (2003) werd inderdaad een samenhang tussen overbescherming door de moeder en de afhankelijke persoonlijkheidsstoornis gevonden, echter alleen bij vrouwen.
Een theoretisch kader naar de mogelijke relatie tussen opvoedstijl en de dwangmatige persoonlijkheidsstoornis ontbreekt nagenoeg en onderzoek is schaars. Hoewel afwijzing en overbescherming lijken samen te hangen met deze persoonlijkheidsstoornis, zijn de onderzoeksresultaten niet eenduidig. Zo vonden Nordahl en Stiles (1997) dat afwijzing en overbescherming door de vader samenhing met de dwangmatige persoonlijkheidsstoornis, terwijl Russ et al. (2003) juist een verband vonden tussen afwijzing en overbescherming door de moeder en de dwangmatige persoonlijkheidsstoornis, echter alleen bij mannen.
1.4.2 Opvoedstijl en disfunctionele schema’s
Zoals eerder genoemd veronderstellen Young et al. (2003), op basis van theorie en klinische ervaring, dat schema’s mede kunnen ontstaan in wisselwerking met de (negatieve)
13 opvoedstijl van ouders. Muris (2006) vond inderdaad dat opvoedstijlen die gekenmerkt werden door afwijzing, overmatige controle of een gebrek aan emotionele warmte, bij adolescenten samenhingen met de aanwezigheid van schema’s. Bij psychiatrische patiënten met diverse As 1 en As 2 stoornissen bleek afwijzing door de vader en de moeder samen te hangen met alle vijf schemadomeinen (Thimm, 2010). In onderzoek bij patiënten met een paniekstoornis (met of zonder agorafobie) en cluster C persoonlijkheidstrekken bleek alleen overbescherming door de moeder samen te hangen met een aantal schema’s, waaronder verlating en afhankelijkheid/onbekwaamheid (Hoffart Lunding & Hoffart, 2014).
Op basis van het bovenstaande ontstaat een beeld van de mogelijke relaties tussen de ernst, disfunctionele schema’s en opvoedstijl bij de afhankelijke en dwangmatige
persoonlijkheidsstoornis, dat echter zeker nog enige verduidelijking behoeft en waarin dit onderzoek beoogde te voorzien.
1.5 Het huidige onderzoek
In dit onderzoek is allereerst gekeken naar de samenhang tussen de ernst van beide persoonlijkheidsstoornissen en de sterkte van eventueel aanwezige schema’s. Uit eerder onderzoek bleek de dwangmatige persoonlijkheidsstoornis samen te hangen met het schema hoge eisen (Reeves & Taylor, 2007; Carr & Francis, 2010; Jovev & Jackson, 2010) en de afhankelijke persoonlijkheidsstoornis met het schema verlating (Reeves & Taylor, 2007; Carr & Francis, 2010). Op basis van de bevindingen van Gude et al. (2004) en Nordahl et al. (2005) is echter ook onderzocht of de afhankelijke persoonlijkheidsstoornis samenhing met het schema afhankelijkheid/onbekwaamheid. De verwachtingen waren dat (a) naarmate de ernst van de afhankelijke persoonlijkheidsstoornis met betrekking tot de eerste vijf criteria van de DSM toeneemt, het schema afhankelijkheid/onbekwaamheid sterker aanwezig is (b) naar mate de ernst van de criteria zes tot en met acht van de DSM toeneemt, het schema
14 verlating sterker aanwezig is en (c) naarmate de ernst van de dwangmatige
persoonlijkheidsstoornis toeneemt, het schema hoge eisen sterker aanwezig is (hypothese 1). Vervolgens is gekeken naar de relatie tussen (ervaren) opvoedstijl en beide
persoonlijkheidsstoornissen. Hoewel de bevindingen uit eerdere onderzoeken niet geheel eenduidig zijn, wellicht door het gebruik van verschillende populaties, leek de opvoedstijl overbescherming zowel bij de afhankelijke als de dwangmatige persoonlijkheidsstoornis een rol te spelen (Russ et al., 2003; Nordahl & Stiles, 1997). Bij de dwangmatige
persoonlijkheidsstoornis werd bovendien ook een verband gevonden met afwijzing door de vader (Thimm, 2010; Nordahl & Stiles, 1997), terwijl afwijzing door de moeder alleen een rol speelde bij mannen (Russ et al., 2003). De verwachting was dat (a) de opvoedstijlen overbescherming en zorg samenhangen met de dwangmatige persoonlijkheidsstoornis en (b) in ieder geval de opvoedstijl overbescherming samenhangt met de afhankelijke
persoonlijkheidsstoornis (hypothese 2).
Tot slot is gekeken naar de onderlinge relatie tussen schema’s, ervaren opvoedstijl en de ernst van de afhankelijke en dwangmatige persoonlijkheidsstoornis. Thimm (2010) vond eerder dat het schemadomein onverbondenheid en afwijzing de relatie tussen ervaren opvoedstijl (afwijzing door vader en moeder) en symptomen van cluster C
persoonlijkheidsstoornissen medieerde. Helaas werden de afzonderlijke schema’s
samengevoegd in schemadomeinen en werd er geen onderscheid gemaakt binnen de cluster C stoornissen. In het huidige onderzoek is dan ook specifiek gekeken of bepaalde schema’s de relatie tussen ervaren opvoedstijl en de ernst van de afhankelijke en dwangmatige
persoonlijkheidsstoornis medieerden. De verwachting was dat (a) de schema’s verlating en/of afhankelijkheid/onbekwaamheid de relatie tussen opvoedstijl en de ernst van de afhankelijke persoonlijkheidsstoornis mediëren en (b) het schema hoge eisen de relatie tussen opvoedstijl en de ernst van de dwangmatige persoonlijkheidsstoornis medieert (hypothese 3).
15
2 METHODE
2.1 Deelnemers
Er werd aanvankelijk gestreefd naar 120 deelnemers. Met betrekking tot de poweranalyse dient opgemerkt te worden dat mediatieanalyse kan worden gezien als een regressieanalyse met twee voorspellers die samenhangen. Er is dus sprake van
multicollineariteit, waardoor de ‘effectieve steekproef’ kleiner zal zijn dan de daadwerkelijke steekproef. Deze ‘effectieve steekproef’ is N(1 - r²), waarbij r de correlatie tussen de twee voorspellers is, in dit geval (ervaren) opvoedstijl en disfunctionele schema’s (Peters, 2012). Muris (2006) vond in een eerder onderzoek naar de relatie tussen (ervaren) opvoedstijl en schema’s een medium effect (r = .3). Voor het bepalen van de ‘effectieve steekproefgrootte’ werd in dit onderzoek dan ook uitgegaan van N (1- .3²) ofwel .91 kleiner. Indien vervolgens uitgegaan wordtvan een medium effect, een power van 0.95, een alfa van .05 en twee voorspellers dan volgt een steekproefgrootte van minimaal 89 deelnemers (uitgerekend met G*power). Dit betekent dat er een ‘effectieve steekproef’ van 98 deelnemers nodig is.
Uiteindelijk participeerden 36 deelnemers in het onderzoek. Indien wederom
uitgegaan wordt van een medium effect en een alfa van .05 is de bereikte power 0.61. Verder blijkt uit een poweranalyse dat met dit aantal deelnemers, een power van 0.80 en een alfa van 0.05 een groot effect gedetecteerd kan worden (uitgerekend met G*power).
Van deze 36 deelnemers, in de leeftijd van 18 tot 65 jaar, werden 21 deelnemers geworven binnen twee verschillende GGZ instellingen en zij dienden in ieder geval te voldoen aan de DSM criteria van een afhankelijke -, of dwangmatige, of een borderline persoonlijkheidsstoornis. Op basis van deze DSM diagnose werden zij ingedeeld in één of meer klinische categorieën, te weten de afhankelijke persoonlijkheidsstoorniscategorie, de dwangmatige persoonlijkheidsstoorniscategorie en de borderline
16 persoonlijkheidsstoorniscategorie. Deelnemers konden dus deel uitmaken van meerdere categorieën en comorbiditeit met een andere As 1 of As 2 stoornis werd niet als een probleem beschouwd. Zie tabel Tabel 3 voor de As 1 en As 2 problematiek van de klinische
categorieën.
Tabel 3
As1 en As 2 Stoornissen en Medicatiegebruik van de Patiënten in Totaal en per Categorie, waarbij alleen de Stoornissen die voorkomen binnen de Klinische Categorieën vermeld zijn
Patiënten (N = 21) Borderline categorie (N = 16) Dwangmatige categorie (N = 11) Afhankelijke categorie (N = 9) Persoonlijkheidsstoornis N N N N Cluster A Paranoïde 4 3 2 3 Cluster B Borderline 16 16 7 7 Narcistisch 1 1 1 0 Cluster C Ontwijkend 8 7 4 6 Obsessief-compulsief 11 7 11 5 Afhankelijk 9 7 5 9 As-I N N N N Stemmingsstoornis 14 11 8 6 Angststoornis 5 4 3 3 Middelen 1 1 1 0 Somatische stoornis 1 1 0 0 Eetstoornis 4 4 1 1 % % % % Medicatiegebruik 47,6 56,3 45,5 44,4
Persoonlijkheidsstoornissen werden vastgesteld met behulp van de SCID-II (of een ander gestructureerd klinisch interview). Indien dit nog niet gebeurd was binnen de GGZ instelling, werd de SCID-II screener afgnomen en waar nodig de betreffende sectie van de SCID-II. Indien er reeds een persoonlijkheidsstoornis was vastgesteld binnen de GGZ instelling, werd de diagnose overgenomen. Tevens werd de SCID-I screener afgnomen en
17 waar nodig de betreffende sectie van de SCID-I, zodat eventuele comorbiditeit met As 1 stoornissen kon worden vastgesteld.
Binnen de Uva en het eigen netwerk werden daarnaast 15 deelnemers geworven voor de niet-klinische categorie. Zij vulden standaard de screeners van zowel de SCID-I als de SCID-II in en indien nodig werd een sectie van de SCID I of II afgenomen. Zij konden deelnemen aan het onderzoek, indien zij niet voldeden aan de criteria voor een As I of As II stoornis, noch andere tekenen van psychopathologie vertoonden. Deze deelnemers werden wat betreft leeftijd, sekse en opleidingsniveau gematcht aan de klinische categorieën.
2.2 Materialen
Screenings instrumenten In dit onderzoek worden de Nederlandse versies van de Structured Clinical Interview for DSM-IV Axis I and Axis II Disorders (SCID I en SCID II; First, Spitzer, Gibbon, & Williams, 1997; First, Spitzer, Gibbon, Williams, & Benjamin, 1994; van Groenestijn, Akkerhuis, Kupka, Schneider, & Nolen, 1999; Weertman, Arntz, & Kerkhof, 2000) gebruikt voor het vaststellen van DSM-IV As I en As 2 diagnoses. Beide instrumenten bevatten zowel een screenings vragenlijst als een semigestructureerd interview. Voor de SCID I geldt dat de test-hertest-interbeoordelaar-betrouwbaarheid voor de As I stoornissen varieert van redelijk, Kappa = 0.61, tot zeer goed, Kappa = 0.83, met een
gemiddelde Kappa van 0.71 (Lobbestael et al., 2011). Voor de SCID II varieert de test-hertest interboordelaar-betrouwbaarheid van redelijk tot goed, Kappa = 0.63 (Weertman, Arntz, Dreessen, Velzen, & Vertommen, 2003) tot zeer goed, Kappa = 0.84 (Lobbestael, Leurgans, Arntz, 2011).
18 Ernstmaten Tijdens dit onderzoek zijn de DPDSI en OCPDSI ontwikkeld op basis van literatuuronderzoek en expert interviews. Vervolgens zijn op basis van de eerste data de psychometrische eigenschappen onderzocht.
De Dependent Personality Disorder Severity Index (DPDSI; zie Bijlage B) is een semigestructureerd interview dat de ernst van de afhankelijke persoonlijkheidsstoornis beoogd te meten. De DPDSI bestaat uit verschillende items, gegroepeerd in 8 schalen die de 8 DSM-5 criteria voor de afhankelijke persoonlijkheidsstoornis representeren. Voor elk item wordt de frequentie gedurende de afgelopen maand bepaald op een 6-puntsschaal, die loopt van 0 (nooit) tot 5 (dagelijks). Criterium scores voor de 8 DSM-5 criteria worden verkregen door de itemscores binnen een criterium/schaal te middelen. De totaalscore is de som van de 8 criterium scores (0-40). Tevens zijn er per criterium twee dimensievragen toegevoegd. De eerste vraag meet de last die de deelnemer ervaart op een schaal van 1 (geen) tot 10
(ondraaglijk veel). De tweede vraag meet de impact en de gevolgen die de deelnemer ervaart op een schaal van 1 (geen) tot 10 (ondraaglijk veel). De totale lastscore wordt verkregen door alle itemscore van de eerste dimensievraag te middelen; de totale impactscore wordt
verkregen door alle itemscores van de tweede dimensievraag te middelen.
De Obsessive-Compulsive Personality Disorder Severity Index (OCPDSI; zie Bijlage C) is een semigestructureerd interview dat de ernst van de dwangmatige
persoonlijkheidsstoornis beoogd te meten. OCPDSI bestaat uit verschillende items, gegroepeerd in 8 schalen die de 8 DSM-5 criteria voor de dwangmatige
persoonlijkheidsstoornis representeren. Voor elk item wordt de frequentie gedurende de afgelopen maand bepaald op een 6-puntsschaal, die loopt van 0 (nooit) tot 5 (dagelijks). Criterium scores voor de 8 DSM-5 criteria worden verkregen door de itemscores binnen een criterium/schaal te middelen. De totaalscore is de som van de 8 criterium scores (0-40). Tevens zijn er per criterium twee dimensievragen toegevoegd. De eerste vraag meet de last
19 die de deelnemer ervaart op een schaal van 1 (geen) tot 10 (ondraaglijk veel). De tweede vraag meet de impact en de gevolgen die de deelnemer ervaart op een schaal van 1 (geen) tot 10 (ondraaglijk veel). De totale lastscore wordt verkregen door alle itemscore van de eerste dimensievraag te middelen; de totale impactscore wordt verkregen door alle itemscores van de tweede dimensievraag te middelen.
De Borderline Personality Disorder Severity Index (BPDSI-IV) is een
semigestructureerd interview dat de ernst van de borderline persoonlijkheidsstoornis beoogd te meten. De BPDSI-IV (Arntz et al., 2003) bestaat uit 70 items, gegroepeerd in negen schalen die de 9 DSM-5 criteria voor de borderline persoonlijkheidsstoornis representeren. Voor elk item wordt de frequentie gedurende de afgelopen drie maanden bepaald op een 11-puntsschaal, die loopt van 0 (nooit) tot 10 (dagelijks). Een uitzondering vormen de items van de schaal ‘Zelfbeeld’, deze worden gescoord op een 5-punts Likertschaal, die loopt van 0 (afwezig ) tot 4 (duidelijke en overheersende instabiliteit van het zelfbeeld), vermenigvuldigd met 2.5. Criterium scores voor de 9 DSM-5 criteria worden verkregen door de itemscores binnen een criterium/schaal te middelen. De totaalscore is de som van de 9 criterium scores (0-90). De BPDSI-IV is een betrouwbaar en valide instrument met een hoge
inter-beoordelaars betrouwbaarheid, redelijk tot hoge interne consistenties en zeer goede discriminante, concurrente en construct validiteit (Giesen-Bloo et al., 2010).
Schema Vragenlijst Revised (zie Bijlage D). De disfunctionele schema’s werden gemeten met de Nederlandse bewerking/vertaling (Rijkeboer, 2013) van de Young Schema Questionaire Short Form (YSQ-SF) (Young, 1998). Dit instrument bevat 90 items, waarbij de respondent op een 6-punts Likertschaal telkens aangeeft in hoeverre de uitspraak op zichzelf van toepassing is, variërend van 1 (helemaal niet) tot 6 (helemaal waar). De SV-R bestaat uit 18 schalen en elke schaal beoogt (met 5 items) een disfunctioneel schema te meten:
20 emotionele deprivatie, verlating, wantrouwen, sociale isolatie, minderwaardigheid/schaamte, mislukking, functionele afhankelijkheid, goedkeuring zoeken, negativisme/pessimisme, kwetsbaarheid, verstrengeling, onderwerping, opoffering, emotionele geremdheid, hoge eisen, rechthebbend zijn, gebrekkige zelfbeheersing/discipline, bestraffendheid. De score per disfunctioneel schema is het gemiddelde van alle scores per schaal. Voor de meeste schalen geldt dat een gemiddelde score van 2,5 of hoger binnen het klinische bereik valt, voor de schaal hoge eisen geldt dit bij een gemiddelde score van 3 of hoger (Rijkeboer, Van den Bergh & Van den Bout 2005). Onderzoek naar de psychometrische eigenschappen van de SV-R is nog niet afgerond. De SV-SV-R is echter een verkorte versie van de Schema Vragenlijst, die valide en betrouwbaar is gebleken (Rijkeboer & Van den Bergh, 2006; Rijkeboer et al., 2005)
Parental Bonding Instrument (PBI-NL; zie Bijlage E). De ervaren opvoedstijl werd gemeten met de Nederlandse versie (Verschueren & Marcoen, 1993) van de PBI (Parker, Tupling & Brown, 1979) en beoogt gedragingen en attitudes van ouders te meten, zoals deze ervaren zijn door de respondenten gedurende de eerste zestien jaar van hun leven. Dit instrument bevat 25 items die voor beide ouders afzonderlijk worden ingevuld op een 4-punts Likertschaal van 1 (“zo was mijn moeder/vader helemaal niet”) tot 4 (“zo was mijn
moeder/vader helemaal). De PBI-NL is onderverdeeld in twee schalen, ‘zorg’ (12 items) en ‘overbescherming/controle’ (13 items), waarbij hoge scores op de ‘zorg’ schaal wijzen op affectie en warmte en lage scores wijzen op onverschilligheid en afwijzing. Hoge scores op de ‘overbescherming/controle’ schaal wijzen op overmatige controle en het creëren van
afhankelijkheid en lage scores een indicatie zijn voor het stimuleren van autonomie en onafhankelijkheid. In het huidige onderzoek zijn de afzonderlijke scores van moeder en vader op zowel de schaal zorg als de schaal overbescherming samengevoegd, aangezien de
21 validiteit van zowel de PBI (Parker et al., 1979; Wilhelm, Niven & Hadzi-Pavlovic, 2005) als de Nederlandse versie (Verschueren & Marcoen, 1993) zijn goed, met een hoge interne consistentie (Cronbach’s a tussen 0.87 en 0.94).
2.3 Procedure
Voorafgaand aan het onderzoek kregen deelnemers relevante informatie (zie Bijlage A) over o.a. aard en duur (twee a drie uur) en gaven zij schriftelijk toestemming voor deelname. Tevens gaven zij aan of ze instemden met het maken van geluidsopnames van de ernst interviews. Vervolgens werden drie interviews afgenomen, die de ernst van de afhankelijke persoonlijkheidsstoornis (DPDSI), de dwangmatige persoonlijkheidsstoornis (OCPDSI) en de borderline persoonlijkheidsstoornis (BPDSI-IV) gedurende de afgelopen maand c.q. drie maanden beoogden te meten. Verder werd de Schema Vragenlijst Revised afgenomen, om vroege disfunctionele schema’s te meten en de PBI-NL om ervaren opvoedstijl te meten. Aan het eind van het onderzoek werden deelnemers schriftelijk gedebrieft. Deelnemers kregen een vergoeding van 25 euro.
Dit onderzoek is goedgekeurd door de ethische commissie van de Faculteit Maatschappij en Gedragswetenschappen van de UvA.
2.4 Beoordelaars
De semigestructureerde ernstinterviews zijn afgenomen door drie interviewers, allen masterstudenten klinische psychologie. Om de interbeoordelaarsbetrouwbaarheid vast te stellen, beoordeelden zij alle drie een aantal opnames van interviews die ze niet zelf hadden afgenomen. In totaal zijn 19 OCPDSI en 18 DPDSI opnames beoordeeld, 4 a 5 van elke categorie.
22 2.5 Data-analyse
Er is voor dimensionele analyses gekozen omdat (i) de ernst van de specifieke persoonlijkheidsstoornis in verband met voorspellers wordt gebracht; (ii) comorbiditeit de regel is waardoor vergelijking van pure groepen moeilijk te realiseren is en selectie van “pure” patiëntgroepen de externe validiteit in gevaar kan brengen, omdat zulke groepen weinig representatief voor de klinische populatie zijn.
Allereerst werd d.m.v. onafhankelijke t-toetsen en chi-kwadraat toets gekeken of de deelnemers in de klinische categorie en niet-klinische categorie, niet verschilden in gemiddelde leeftijd, opleidingsniveau en sekse. Vervolgens zijn de psychometrische eigenschappen van de beide ernstinterviews berekenend, aangezien het hier een eerste pilot versie betrof. De interbeoordelaarsbetrouwbaarheid van de DPDSI en de OCPDSI werd vastgesteld met de Intraclass Correlation Coefficient (ICC; mixed model, absolute agreement, single rater), de interne consistentie met Cronbach’s α.
Om te onderzoeken of er een relatie was tussen de ernst van de persoonlijkheidsstoornis en een specifiek schema (hypothese 1) werden Pearson correlaties berekend, waarbij r = .10 als klein effect, r = .30 als medium effect en r = .50 als groot effect werd gezien (Field, 2013). Verwacht werd dat (a) naarmate de ernst van de eerste vijf criteria van de afhankelijke persoonlijkheidsstoornis toeneemt, het schema functionele afhankelijkheid sterker aanwezig zou zijn; (b) naarmate de ernst van de laatste drie criteria van de afhankelijke
persoonlijkheidsstoornis toeneemt, het schema verlating sterker aanwezig zou zijn; (c) naarmate de ernst van de dwangmatige persoonlijkheidsstoornis toeneemt, des te sterker het schema hoge eisen aanwezig zou zijn. Vervolgens werden meervoudige regressieanalyses uitgevoerd om de gevonden correlaties ook daadwerkelijk te toetsen, met de twee schema’s functionele afhankelijkheid en verlating als voorspellers en eerst de ernst van criterium 1 t/m 5 van de afhankelijke persoonlijkheidsstoornis als afhankelijke variabele en daarna criterium
23 6 t/m 8 als afhankelijke variabele. Door middel van visuele inspecties van boxplots is gekeken of er uitbijters aanwezig waren in de scores op de ernstmaten (DPDSI en OCPDSI).
Vervolgens is gecontroleerd of aan de assumpties van meervoudige regressie werd voldaan, te weten lineariteit, homoscedasticiteit, normaal verdeelde residuen, (geen perfecte)
multicollineariteit.
Om te onderzoeken of er een relatie was tussen een bepaalde opvoedstijl en de ernst van de persoonlijkheidsstoornis werden wederom Pearson correlaties berekend. Verwacht werd dat zowel overbescherming als een vermindering van zorg samenhangt met de ernst van de dwangmatige persoonlijkheidsstoornis en vooral overbescherming samenhangt met de afhankelijke persoonlijkheidsstoornis. Ook hier werden meervoudige regressieanalyses uitgevoerd om de gevonden correlaties ook daadwerkelijk te toetsen, met de twee
opvoedstijlen (zorg en overbescherming) als voorspellers en de ernst van de afhankelijke of dwangmatige persoonlijkheidsstoornis als afhankelijke variabele. Wederom is gecontroleerd of aan de assumpties van meervoudige regressie werd voldaan.
Om te onderzoeken of het schema hoge eisen een mediator is tussen opvoedstijl en de ernst van de dwangmatige PS werd een tweetal mediatieanalyse uitgevoerd met de opvoedstijl zorg of de opvoedstijl overbescherming als onafhankelijke variabele, het schema hoge eisen als mediator en de ernst van de dwangmatige PS als afhankelijke variabele (model 4; Hayes, 2013).
Om te toetsen of de schema’s functionele afhankelijkheid en verlating het verband tussen opvoedstijlen en de ernst van de afhankelijke PS mediëren, werd een tweetal meervoudige mediatieanalyses uitgevoerd met de opvoedstijl zorg of de opvoedstijl overbescherming als onafhankelijke variabele, het schema functionele afhankelijkheid als eerste mediator, het schema verlating als tweede mediator en de ernst van de afhankelijke PS als afhankelijke variabele (model 4; Hayes, 2013). De totale, directe en indirecte effecten
24 werden berekend evenals het totale indirecte effect van alle voorgestelde mediatoren en het specifieke indirecte effect van elke mediator afzonderlijk bij de meervoudige mediatieanalyse. Naar aanleiding van de aanbevelingen van Preacher and Hayes (Field, 2013) werd er een bootstrapping sampling procedure toegepast om de indirecte effecten te schatten. De 95 % bias-corrected accelerated confidence intervals (BCa-CI) werden berekend. Indien de 5000 bootstrap betrouwbaarheidsintervallen geen nul bevatten, werden de indirecte effecten als significant geïnterpreteerd.
Exploratief is onderzocht of er een relatie was tussen opvoedstijl en disfunctionele schema’s, hiervoor werden wederom Pearson correlaties berekend. Ook is gekeken of er verschillen zijn tussen mannen en vrouwen wat betreft de relaties tussen opvoedstijl en de ernst van de persoonlijkheidsstoornis. Er is een aantal meervoudige regressieanalyses uitgevoerd met de ernst van de persoonlijkheidsstoornis als afhankelijke variabele en de opvoedstijlen zorg en overbescherming als voorspellers. Gezien het geringe aantal mannelijke deelnemers, is dit alleen gedaan bij de vrouwelijke deelnemers.
Alle analyses werden uitgevoerd in het programma IBM SPSS versie 24.0. Voor de mediatieanalyse werd gebruikt gemaakt van de macro PROCESS 2.16 van Dr. A Hayes (http://www.procesmacro.org/index.html) (Preacher & Hayes, 2008).
3 Resultaten
3.1 Steekproefkarakteristieken
Er zijn 36 deelnemers meegenomen in de analyse, waarvan 21 patiënten en 15 niet-patiënten. De demografische gegevens van de deelnemers staan weergeven in Tabel 4. Bij de verdeling van mannen en vrouwen over de klinische categorie en de niet-klinische categorie
25 Tabel 4
Demografische gegevens van Patiënten en Niet-Patiënten (Gemiddelden, Standaarddeviaties, Aantallen en Percentages) Patiënten Niet-Patiënten n n Aantal 21 15 Man 6 2 Vrouw 15 13 M SD M SD Leeftijd in jaren 35.19 11.41 25.40 11.56
Huidige burgerlijke staat n % n %
Alleenstaand zonder kinderen 12 57.1 7 46.7
Alleenstaand met kinderen 3 14.3 0 0
Met partner zonder kinderen 3 14.3 3 20.0
Met partner met kinderen 2 9.5 2 13.3
Inwonend bij ouder/familie 1 4.8 3 20.0
Huidige werksituatie n % n %
Student zonder bijbaan 4 19.0 1 6.7
Student met bijbaan 1 4.8 12 80.0
Deels arbeidsongeschikt zonder werkdeel 2 9.5 0 0 Deels arbeidsongeschikt met werkdeel 1 4.8 0 0
Werkend 7 33.3 2 13.3
Uitkering 6 28.6 0 0
M SD M SD
Indien werkend aantal uur per week 11.57 15.87 16.73 14.26 Indien niet werkend wegens ziekte, hoeveel
weken
41.57 46.33 0 0
Hoogst voltooide opleiding M SD M SD
7,0 2.63 7.53 1.81 n % n % Geen 2 9.5 0 0 Lagere school/basisonderwijs 1 4.8 0 0 MAVO/TL 1 4.8 2 13.3 HAVO 2 9.5 4 26.7 MBO 4 19.0 1 6.7 HBO 5 23.8 3 20.0 VWO (HBS, Gymnasium) 3 14.3 2 13.3 WO 3 14.3 3 20.0
26 zijn geen significante verschillen gevonden, X²(1) = 1.18, p = .29. Beide categorieën
verschilden ook niet significant in gemiddeld opleidingsniveau, t (34) = -0.68, p = .50. Deelnemers uit de niet-klinische categorie verschilden echter wel significant in gemiddelde leeftijd van de deelnemers uit de klinische categorie, t (34) = 2,52, p = .02.
3.2 Psychometrische eigenschappen DPDSI en OCPDSI
De interne consistentie van de totale score van de DPDSI was goed (α = .97). De interne consistenties van de subschalen varieerden van voldoende tot goed: nemen van alledaagse beslissingen α = .90, nemen van belangrijke beslissingen α = .79, uiten van
meningsverschillen α = .90, initiatief en zelfstandigheid α = .87, verkrijgen van zorg en steun α = .87, alleen zijn α = .77, relaties α = .86, verlating α = .85. De
interbeoordelaarsbetrouwbaarheid van de DPDSI was goed (ICC = 1.00).
Ook de interne consistentie van de totale score van de OCPDSI was goed (α = .92). De interne consistenties van de subschalen varieerden van onvoldoende tot goed: preoccupatie met controle α = .83, perfectionisme α = .92, excessieve toewijding aan werk en productiviteit α = .80, consciëntieusheid α = .67, voorwerpen weg doen α = .80, samenwerken α = .66, uitgeven van geld α = .59, rigiditeit α = .72. De interbeoordelaarsbetrouwbaarheid van de OCPDSI was goed (ICC = 1.00).
3.3 Correlaties tussen ernst, schema’s en opvoedstijl
Ernst en schema’s Om te onderzoeken of er een verband is tussen de ernst van de persoonlijkheidsstoornissen en bepaalde schema’s zijn Pearson correlaties berekend (zie Tabel 5). Zoals verwacht was er een sterke positieve correlatie tussen de ernst van de afhankelijke PS m.b.t. de eerste vijf criteria van de DSM en het schema functionele afhankelijkheid, r =. 67. Er was echter ook een sterke positieve correlatie met het schema verlating, r =.74. Als de ernst van de eerste vijf criteria toeneemt zijn dus zowel het
27 Tabel 5
Correlaties tussen de Ernstinterviews, Opvoedstijlen (Zorg en Overbescherming) en Early Maladaptive Schemas DPDSI 1t/m 5 DPDSI 6 t/m 8 DPDSI (totaal)
OCPDSI PBI zorg PBI over-bescherm ing Ernstinterviews DPDSI criteria 1 t/m 5 1 .80** .97** .76** -.67** .36* DPDSI criteria 6 t/m 8 .80** 1 .93** .62** -.60** .30 DPDSI (totaal) .97** .93** 1 .74** -.68** .35* OCPDSI .76** .62** .74** 1 -.43** .27
Early Maladpative Schemas
Functionele Afhankelijkheid .67** .75** .74** .67** -.62** .22 Verlating .74** .84** .82** .50** -.76** .26 Hoge Eisen .76** .57** .72** .72** -.57** .34* Emotionele deprivatie .69** .69** .73** .60** -.67** .19 Wantrouwen .70** .61** .70** .55** -.70** .16 Sociale Isolatie .66** .67** .70** .64** -.61** .23 Minderwaardigheid Schaamte .62** .53** .61** .49** -.66** .24 Mislukking .71** .66** .73** .65** -.64** .39* Goedkeuring zoeken .71** .50** .66** .57** -.74** .20 Negativisme Pessimisme .74** .54** .71** .72** -.58** .24 Kwetsbaarheid .64** .63** .67** .73** -.52** .15 Verstrengeling .58** .49** .57** .42* -.72** .26 Onderwerping .81** .50** .72** .66** -.67** .22 Opoffering .61** .36* .53** .50** -.70** .24 Emotionele geremdheid .73** .69** .75** .59** -.72** .21 Rechthebbend zijn .50** .63** .58** .47** -.63** .15 Gebrekkige Zelfbeheersing .72** .63** .72** .56** -.74** .25 Bestraffendheid .68** .48** .63** .56** -.60** .46**
Noot. DPDSI = Dependent Personality Disorder Severity Index; OCPDSI = Obsessive Compulsive Personality Disorder Severity Index; PBI = Parental Bonding Instrument
28 schema functionele afhankelijkheid als het schema verlating sterker aanwezig. M.b.t. criteria 6 tot en met 8 van de afhankelijke PS werd zoals verwacht een sterke positieve correlatie gevonden met het schema verlating, r =.84, evenals met het schema functionele
afhankelijkheid, r =.75. Als de ernst van de laatste drie criteria van de afhankelijke PS toeneemt, zijn zowel het schema verlating als functionele afhankelijk sterker aanwezig. Tot slot werd er, zoals verwacht, een sterke positieve correlatie gevonden tussen de ernst van de dwangmatige PS en het schema hoge eisen, r =.72, naarmate de ernst van de obsessief-compulsieve PS toeneemt is het schema hoge eisen sterker aanwezig.
Om te toetsen of specifieke schema’s de ernst van bepaalde criteria van de afhankelijke persoonlijkheidsstoornis voorspelden, zijn meervoudige regressie analyses uitgevoerd. Uit de meervoudige regressie analyses bleek dat er geen assumpties geschonden zijn voor de meting van de ernst van de afhankelijke persoonlijkheidsstoornis aan de hand van de DPDSI. Er leek in beide hierna te bespreken modellen geen sprake te zijn van multicollineariteit. Het regressiemodel met de ernst van criteria 1 t/m 5 van de afhankelijke PS als afhankelijke variabele en de schema’s functionele afhankelijkheid en verlating als voorspellers (Zie Tabel 6) was significant, F (2,33) = 23.04, p < .001, en voorspelde 58% van de verschillen in ernst op grond van deze schema’s (R² = .58). Een toename van het schema functionele
afhankelijkheid bleek echter niet zoals verwacht samen te gaan met een toename van de ernst van de eerste vijf criteria van de afhankelijke PS (b = 1.06, t (33) = 1.57, p = .13).
Daarentegen bleek een toename van het schema verlating wel samen te gaan met een toename van de eerste vijf criteria van de ernst van de afhankelijke PS (b = 1.77, t (33) = 3.28, p = .002).
Ook het regressiemodel met de ernst van de criteria 6 t/m 8 van de afhankelijke PS als afhankelijke variabele en de schema’s functionele afhankelijkheid en verlating als
29 de verschillen in ernst op grond van deze schema’s (R² = .74). Een toename van het schema verlating bleek, zoals verwacht samen te gaan met een toename van de laatste drie criteria van de ernst van de afhankelijke PS (b = 1.39, t (33) = 4.74, p < .001). Een toename van het schema functionele afhankelijkheid ging echter ook samen met een toename van de laatste drie criteria van de ernst van de afhankelijke PS (b = 0.79, t (33) = 2.17, p = .04).
Tabel 6
Linear Model van de Voorspellers van de Ernst van de Afhankelijke Persoonlijkheidsstoornis (DPDSI) Criterium 1 t/m 5 en Criterium 6 t/m 8, met 95 % Bias Gecorrigeerd en
Betrouwbaarheidsintervallen (tussen haakjes)
DPDSI criterium 1 t/m 5 DPDSI criterium 6 t/m 8
b SE B β p b SE B β p
Constant 0.16 [-2.23, 2.65] 1.23 .90 -1.99 [-3.35, -0.64] 0.67 .005 FA 1.06 [-0.31, 2.42] 0.67 0.26 .13 0.79 [0.05, 1.53] 0.37 0.29 .04 VER 1.77 [0.67, 2.87] 0.54 0.55 .002 1.39 [0.80, 1.99] 0.29 0.63 <.001 Noot. DPDSI = Dependent Personality Disorder Severity Index; FA = schema functionele
afhankelijkheid; VER = schema verlating R² = .58; R² = .74
Opvoedstijl en ernst Om te onderzoeken of opvoedstijl samenhangt met de ernst van de persoonlijkheidsstoornis zijn wederom Pearson correlaties berekend (zie Tabel 5). Zoals verwacht was er een positieve correlatie tussen de opvoedstijl overbescherming en de ernst van de afhankelijke PS, r = .35. Er werd echter ook een sterke negatieve correlatie gevonden tussen de opvoedstijl zorg en de ernst van de afhankelijke PS, r = -.68. In tegenstelling tot de verwachting was er enkel een negatieve correlatie tussen zorg en de ernst van de
dwangmatige PS, r = -.43.
Om te toetsen of opvoedstijl de ernst van de persoonlijkheidsstoornissen voorspelde zijn meervoudige regressie analyses uitgevoerd. Wederom werden geen assumpties geschonden. Het regressiemodel met de ernst van de afhankelijke PS als afhankelijke
30 variabele en de opvoedstijl zorg en de opvoedstijl overbescherming als voorspellers (Zie Tabel 7) was significant, F (2,33) = 14.31, p < .001, en voorspelde 46% van de verschillen in ernst op grond van opvoedstijl (R² = .46). Een toename van overbescherming bleek echter niet zoals verwacht samen te gaan met een toename van ernst van de afhankelijke PS (b = 0.04, t (33) = 0.48, p = .63). Daarentegen bleek een afname van zorg wel samen te gaan met een toename van de ernst van de afhankelijke PS (b = -0.32, t (33) = -4.57, p < .001).
Tabel 7
Linear Model van de Voorspellers van de Ernst van de Afhankelijke Persoonlijkheidsstoornis (DPDSI), met 95 % Bias Gecorrigeerd en Betrouwbaarheidsintervallen (tussen haakjes)
DPDSI
b SE B β p
Constant 23.68 [14.45, 32.90] 4.53 < .001
PBI Overbescherming 0.04 [-0.11, -0.18] 0.07 0.07 .63 PBI Zorg -0.32 [-0.46, -0.18] 0.07 -0.65 < .001 Noot. DPDSI = Dependent Personality Disorder Severity Index; PBI = Parental Bonding Instrument
R² = .46
Ook het regressiemodel met de ernst van de dwangmatige PS als afhankelijke variabele en de opvoedstijl zorg en de opvoedstijl overbescherming als voorspellers (Zie Tabel 8) was significant, F (2,33) = 3.92, p = .03, en voorspelde 19 % van de verschillen in ernst op grond van opvoedstijl (R² = .19). Een afname van zorg bleek, zoals verwacht, samen te gaan met een toename van de ernst van de dwangmatige PS (b = -0.13, t (33) = -2.20, p = .04). Ook hier bleek een toename van overbescherming echter niet zoals verwacht samen te gaan met een toename van ernst van de dwangmatige PS (b = 0.04, t (33) = 0.59, p = .59).
31 Tabel 8
Linear Model van de Voorspellers van de Ernst van de Dwangmatige Persoonlijkheidsstoornis (OCPDSI), met 95 % Bias Gecorrigeerd en Betrouwbaarheidsintervallen (tussen haakjes)
OCPDSI
b SE B β p
Constant 16.61 [8.59, 24.64] 3.95 < .001
PBI Overbescherming 0.04 [-0.09, 0.17] 0.06 -0.10 .56
PBI Zorg -0.13 [-0.26, -0.01] 0.06 -0.38 .035
Noot. OCPDSI = Obsessive Compulsive Personality Disorder Severity Index; PBI = Parental Bonding Instrument
R² = .19
3.4 Mediatie-Analyses
Om te toetsen of het schema hoge eisen de relatie tussen de opvoedstijlen en de ernst van de dwangmatige PS medieerde, werd eerst een mediatieanalyse uitgevoerd met de opvoedstijl zorg als onafhankelijke variabele, het schema hoge eisen als mediator en de ernst van de dwangmatige PS als afhankelijke variabele. Zie Figuur 1 voor het mediatie schema. De mediatieanalyse liet zoals verwacht zowel een significant totaal effect zien van de opvoedstijl zorg op de ernst van de dwangmatige PS (TE = b = -0.15, t = -2.76, p = .01), als geen significant direct effect (DE = b = -0.01, t = -0.13, p = .90), als een significant indirect effect (IE = b = -0.14, SE = 0.04, 95% BCa CI [-0.23, -0.08]. De 5000 bootstrap
betrouwbaarheidsintervallen bevatten geen nul, dus het indirecte effect van het schema hoge eisen was significant bij een α van < .05. De opvoedstijl zorg correleerde significant met het schema hoge eisen, r = .57, p = .003, en het schema hoge eisen correleerde significant met de ernst van de dwangmatige PS, r = .73, p < .001.
32
b = -0.05, p < .001 b = 2.82, p < .001
Direct effect: b = -0.01, p = .90 Indirect effect: b = -0.14, 95% BCa CI [-0.23, -0.08]
Figuur 1. Schema van de mediatieanalyse
Noot. De regressiecoëfficiënten voor de relatie tussen de opvoedstijl zorg en de ernst van de dwangmatige persoonlijkheidsstoornis met als mediator het schema hoge eisen
Vervolgens werd een mediatieanalyse uitgevoerd met de opvoedstijl overbescherming als onafhankelijke variabele, het schema hoge eisen als mediator en de ernst van de
dwangmatige PS als afhankelijke variabele. Zie Figuur 2 voor het mediatie schema. Deze mediatieanalyse liet in tegenstelling tot de verwachting geen significant totaal effect zien van de opvoedstijl overbescherming op de ernst van de dwangmatige PS (TE = b = 0.10, t = 1.65, p = .11). Daarentegen was er, zoals verwacht, geen significant direct effect (DE = b = 0.01, t = 0.19, p = .85), en een significant indirect effect (IE = b = 0.09, SE = 0.05, 95% BCa CI [0.01, 0.18]. De 5000 bootstrap betrouwbaarheidsintervallen bevatten geen nul, dus het indirecte effect van het schema hoge eisen was significant bij een α van < .05. De opvoedstijl overbescherming correleerde significant met het schema hoge eisen, r = .32, p = .04, en het schema hoge eisen correleerde significant met de ernst van de dwangmatige PS, r = .73, p < .001. Opvoedstijl Zorg Ernst Dwangmatige PS Schema Hoge Eisen
33
b = 0.03, p < .04 b = 2.83, p < .001
Direct effect: b = 0.01, p = .85
Indirect effect: b = 0.09, 95% BCa CI [0.01, 0.18]
Figuur 2. Schema van de mediatieanalyse
Noot. De regressiecoëfficiënten voor de relatie tussen de opvoedstijl overbescherming en de ernst van de dwangmatige persoonlijkheidsstoornis met als mediator het schema hoge eisen
Om te toetsen of de schema’s functionele afhankelijkheid en verlating de relatie tussen de opvoedstijlen en de ernst van afhankelijke PS medieerde, werd eerst een mediatieanalyse uitgevoerd met de opvoedstijl zorg als onafhankelijke variabele, de schema’s functionele afhankelijk en verlating als mediatoren en de ernst van de afhankelijke PS als afhankelijke variabele. Zie Figuur 3 voor het mediatie schema. De mediatieanalyse liet zoals verwacht zowel een significant totaal effect zien van de opvoedstijl zorg op de ernst van de afhankelijke PS (TE = b = 0.33, t = 5.39, p < .001), als geen significant direct effect (DE = b = 0.04, t = -0.60, p = .55), als een significant totaal indirect effect (TIE = b = -0.29, SE = 0.06, 95% BCa CI [-0.42, -0.18]. De 5000 bootstrap betrouwbaarheidsintervallen bevatten geen nul, dus het totale indirecte effect van de schema’s functionele afhankelijkheid en verlating was
significant bij een α van < .05. Tevens was er een significant indirect effect van het schema verlating (M2), echter geen significant indirect effect van het schema functionele
afhankelijkheid (M1). De opvoedstijl zorg correleerde significant met het schema functionele afhankelijkheid, r = .62, p < .001, en het schema verlating, r = 76, p < .001. De schema’s
Opvoedstijl Overbescherming Ernst Dwangmatige PS Schema Hoge Eisen
34 functionele afhankelijkheid en verlating correleerden significant met de ernst van de
afhankelijke PS, r = .85, p < .001.
b1 = -0.05 , p < .001 b1 = 1.77, p = .06
b2 = -0.07, p < .001 b2 = 2.86, p = .003
Direct effect: b = -0.04, p = .55
Totaal Indirect effect: b = -0.29 , 95% BCa CI [-0.42, -0.18] Indirect effect (M1): b = -0.08, 95% BCa CI [-0.24, 0.01] Indirect effect (M2): b = -0.21, 95% BCa CI [-0.34, -0.07]
Figuur 3. Schema van de mediatieanalyse
Noot. De regressiecoëfficiënten voor de relatie tussen de opvoedstijl zorg en de ernst van de afhankelijke persoonlijkheidsstoornis met als mediatoren de schema’s functionele
afhankelijkheid (M1) en verlating (M2)
Tot slot is gekeken of de schema’s functionele afhankelijkheid en verlating wellicht ook de relatie tussen de opvoedstijl overbescherming en de ernst van de afhankelijke PS
medieerde. Voor het mediatie schema zie Figuur 4. De mediatieanalyse liet zoals verwacht zowel een significant totaal effect zien van de opvoedstijl overbescherming op de ernst van de afhankelijke PS (TE = b = 0.18, t = 2.21, p = .03), als geen significant direct effect (DE = b = 0.07, t = 1.55, p = .13), en tegen de verwachting in geen significant totaal indirect effect (TIE = b = 0.11, SE = 0.07, 95% BCa CI [-0.03, 0.25]. Ook de afzonderlijke indirecte effecten van
Opvoedstijl Zorg Ernst Afhankelijke PS M1 Functionele afhankelijkheid M2 Verlating
35 de schema’s functionele afhankelijkheid (M1) en verlating (M2) waren niet significant. De 5000 bootstrap betrouwbaarheidsintervallen bevatten een nul, dus zowel het totale indirecte effect als de afzonderlijke indirecte effecten van de schema’s functionele afhankelijkheid en verlating waren niet significant.
b1 = 0.02, p = .21 b1 = 1.80 , p = .048
b2 = 0.03, p = .14 b2 = 3.01, p < .001
Direct effect: b = 0.07, p = .13
Totaal Indirect effect: b = 0.11, 95% BCa CI [-0.03, 0.25] Indirect effect (M1): b = 0.03, 95% BCa CI [-0.01, 0.14] Indirect effect (M2): b = 0.08, 95% BCa CI [-0.002, 0.21]
Figuur 4. Schema van de mediatieanalyse
Noot. De regressiecoëfficiënten voor de relatie tussen de opvoedstijl overbescherming en de ernst van de afhankelijke persoonlijkheidsstoornis met als mediatoren de schema’s
functionele afhankelijkheid (M1) en verlating (M2)
3.5 Exploratieve analyses
Uit de bovenstaande resultaten lijkt het beeld naar voren te komen dat met name de opvoedstijl zorg samenhangt met zowel de ernst van de afhankelijke en dwangmatige persoonlijkheidsstoornis als met de hier onderzochte disfunctionele schema’s. Om te
onderzoeken of dit beeld ook bij andere disfunctionele schema’s naar voren komt zijn Pearson correlaties berekend, zie wederom Tabel 5. Er waren negatieve correlaties tussen de
Opvoedstijl Overbescherming Ernst Afhankelijke PS M1 Functionele afhankelijkheid M2 Verlating
36 opvoedstijl zorg en alle disfunctionele schema’s. Tevens waren er positieve correlaties tussen de opvoedstijl overbescherming en de schema’s hoge eisen, mislukking en bestraffendheid.
Aangezien in eerder onderzoek soms een verschil werd gevonden tussen vrouwen en mannen m.b.t. het verband tussen opvoedstijl en persoonlijkheidsstoornissen (Nordahl & Stiles, 1997; Russ et al., 2003) is wederom gekeken of opvoedstijl de ernst van de
persoonlijkheidsstoornissen voorspelde, echter nu alleen bij vrouwen. Het regressiemodel met de ernst van de afhankelijke PS als afhankelijke variabele en de opvoedstijl zorg en de opvoedstijl overbescherming als voorspellers (Zie Tabel 9) was significant, F (2, 25) = 10.91, p < .001, en voorspelde 47% van de verschillen in ernst op grond van opvoedstijl (R² = .47). Een toename van overbescherming bleek ook bij vrouwen niet samen te gaan met een toename van ernst van de afhankelijke PS (b = 0.05, t (25) = 0.57, p = .57). Een afname van zorg bleek wel samen te gaan met een toename van de ernst van de afhankelijke PS (b = -0.32, t (25) = -3.78, p = .001).
Tabel 9
Linear Model van de Voorspellers van de Ernst van de Afhankelijke Persoonlijkheidsstoornis (DPDSI) en de Dwangmatige Persoonlijkheidsstoornis(OCPDSI) bij Vrouwen, met 95 % Bias Gecorrigeerd en Betrouwbaarheidsintervallen (tussen haakjes)
DPDSI OCPDSI B SE B β p b SE B β p Constant 23.10 [11,61, 34,60] 5.83 < .001 13.64 [4.17, 22.5] 4.33 .004 PBI Zorg -0.32 [-0.49, -0.14] 0.08 -0.63 .001 -0.09 [-0.22, 0.05] 0.07 -0.28 .19 PBI Over-bescherming 0.05 [-0.13, 0.23] 0.09 0.10 .57 0.06 [-0.77, 0.20] 0.07 0.19 .38
Noot. DPDSI = Dependent Personality Disorder Severity Index; OCPDSI = Obsessive Compulsive Personality Disorder Severity Index; PBI = Parental Bonding Instrument
R² = .47 ; R² = .17
37 Het regressiemodel met de ernst van de dwangmatige PS als afhankelijke variabele en de opvoedstijl zorg en de opvoedstijl overbescherming als voorspellers (Zie Tabel 9) was niet significant, F (2, 25) = 2.51, p = .10. Zowel een toename van overbescherming (b = 0.06, t (25) = 0.90, p = .38) als een afname van zorg (b = -0.09, t (25) = -1.36, p = .19) bleken niet samen te gaan met een toename van de ernst van de dwangmatige PS bij vrouwen.
4. Conclusie en Discussie
In deze studie werd het verband tussen disfunctionele schema’s, ervaren opvoedstijl en de ernst van de afhankelijke en dwangmatige persoonlijkheidsstoornis onderzocht. Met name het schema verlating en in mindere mate het schema functionele afhankelijkheid hing samen met de ernst van de afhankelijke persoonlijkheidsstoornis en het schema hoge eisen hing samen met de dwangmatige persoonlijkheidsstoornis. Verder bleek enkel de opvoedstijl zorg de ernst van de afhankelijke en dwangmatige persoonlijkheidsstoornis te voorspellen. Tot slot werd (1) zowel de relatie tussen de opvoedstijl zorg en de ernst van de dwangmatige
persoonlijkheidsstoornis, als de relatie tussen de opvoedstijl overbescherming en de ernst van de dwangmatige persoonlijkheidsstoornis gemedieerd door het schema hoge eisen en (2) de relatie tussen de opvoedstijl zorg en de ernst van de afhankelijke persoonlijkheidsstoornis gemedieerd door het schema verlating.
De eerste hypothese onderzocht de verwachting dat specifieke disfunctionele schema’s samenhangen met de ernst van de afhankelijke en dwangmatige persoonlijkheidsstoornis. De schema’s functionele afhankelijkheid en verlating bleken samen te hangen met zowel de ernst van de eerste vijf criteria van de afhankelijke persoonlijkheidsstoornis als met de ernst van de laatste drie criteria van de afhankelijke persoonlijkheidsstoornis. Echter in tegenstelling tot de
38 verwachting bleek juist het schema verlating de ernst van de eerste vijf criteria van
afhankelijke persoonlijkheidsstoornis te voorspellen, terwijl zowel het schema verlating als het schema functionele afhankelijkheid de ernst van de laatst drie criteria van de afhankelijke persoonlijkheidsstoornis voorspelden. Het schema hoge eisen bleek ook in dit onderzoek samen te hangen met der ernst van de dwangmatige stoornis.
Dit resultaat komt overeen met eerdere bevindingen waarin vooral een relatie gevonden werd tussen het schema verlating en de afhankelijke persoonlijkheidsstoornis (Reeves & Taylor, 2007; Carr & Francis, 2010, Nordahl et al., 2005). Daarentegen lijkt het geen ondersteuning te bieden voor de twee componenten, functionele afhankelijkheid en emotionele afhankelijkheid, binnen de DSM criteria van de afhankelijke
persoonlijkheidsstoornis, zoals Gude et al. (2004) beschreef. Een mogelijke verklaring hiervoor zou kunnen zijn dat binnen het huidige onderzoek de comorbiditeit tussen de afhankelijke en de borderline persoonlijkheidsstoornis zeer hoog was. Aangezien het schema verlating ook sterk samenhangt met de borderline persoonlijk heeft dit de resultaten mogelijk beïnvloed.
Voor zowel de afhankelijke als dwangmatige stoornis lijkt dus te gelden dat naarmate de ernst van de stoornis toeneemt, specifieke schema(s) ook sterker aanwezig zijn, ofwel disfunctionele schema’s zijn dimensioneel, zoals Young (2005) veronderstelde. En hoewel Young geen theoretische voorspelling heeft gedaan over de relatie tussen specifieke schema’s en bepaalde persoonlijkheidsstoornissen, biedt dit onderzoek steun aan de veronderstelling dat disfunctionele schema’s de kernstructuur van diverse patronen van persoonlijkheidspathologie definiëren (Nordahl, Holte & Haugum, 2005) .
De tweede hypothese richtte zich op de relatie tussen (ervaren) opvoedstijl en de ernst van de afhankelijke en dwangmatige persoonlijkheidsstoornis. Zoals verwacht was er een
39 positief verband tussen de opvoedstijl overbescherming en de ernst van de afhankelijke persoonlijkheidsstoornis. Hoewel er geen duidelijke verwachting vooraf was geformuleerd over de relatie tussen de opvoedstijl zorg en de afhankelijke persoonlijkheidsstoornis werd een sterk negatief verband gevonden. Bovendien bleek enkel een vermindering van zorg een toename van de ernst van de afhankelijke persoonlijkheidsstoornis te voorspellen. Bij de dwangmatige persoonlijkheidsstoornis werd in lijn met de verwachting een negatief verband gevonden tussen de opvoedstijl zorg en de ernst van de stoornis en in tegenstelling tot de verwachting geen verband tussen de opvoedstijl overbescherming en de ernst van de stoornis. Ook nu bleek enkel een vermindering van zorg een toename van de ernst van de dwangmatige persoonlijkheidsstoornis te voorspellen.
Dat de ernst van beide stoornissen toenam, naarmate er minder zorg en warmte binnen de opvoeding was ervaren, is conform de bevindingen uit eerder onderzoek (Nordahl & Stiles, 1997; Russ et al., 2003; Thimm, 2010). Daarentegen werd er, in tegenstelling tot eerder onderzoek, geen verband gevonden tussen de opvoedstijl overbescherming en de ernst van de afhankelijke en dwangmatige persoonlijkheidsstoornis (Nordahl & Stiles, 1997; Russ et al.,2003). De meest voor de hand liggende verklaring dient gezocht te worden in de kleine steekproefgrootte binnen het huidige onderzoek, waardoor de power lager is en het dus moeilijker is significante relaties te vinden. Zoals eerder benoemd had dit ook consequenties voor de manier waarop de PBI, waarmee opvoedstijl gemeten werd, in het huidige onderzoek werd gebruikt. Waar in de meeste onderzoeken de opvoedstijlen zorg en overbescherming voor beide ouders afzonderlijk meegenomen werden in analyses, zijn in het huidige
onderzoek de scores van beide ouders op een bepaalde opvoedstijl samengevoegd. Het is niet ondenkbaar dat dit van invloed is geweest op de uitkomsten. Aangezien het huidige
40 verduidelijking van de relatie tussen opvoedstijlen en de ernst van afhankelijke en
dwangmatige persoonlijkheidsstoornis.
De derde hypothese onderzocht of bepaalde schema’s de relatie tussen (ervaren) opvoedstijl en de ernst van de afhankelijke en dwangmatige persoonlijkheidsstoornis medieerden. Zoals verwacht werd de relatie tussen de opvoedstijl zorg en de ernst van de dwangmatige persoonlijkheidsstoornis gemedieerd door het schema hoge eisen. Dit betekent dat naarmate de zorg afneemt, het schema hoge eisen sterker aanwezig is en de ernst van de dwangmatige persoonlijkheidsstoornis toeneemt. Ook de relatie tussen de opvoedstijl overbescherming en de ernst van de dwangmatige persoonlijkheidsstoornis werd gemedieerd door het schema hoge eisen. Het leek echter opmerkelijk en moeilijk te doorgronden, dat zonder de mediator in het model, er geen verband bestond tussen overbescherming en de ernst van de dwangmatige persoonlijkheidsstoornis (dus geen totaal effect). Hayes en Rockwood (2016) zetten echter uiteen dat het een misvatting is dat er ook een significant totaal effect moet zijn, wil er sprake kunnen zijn van mediatie. Naar hun mening betekent het slechts dat er uiteindelijk geen lineair verband gevonden is tussen de opvoedstijl overbescherming en de ernst van de dwangmatige persoonlijkheidsstoornis. Dit betekent echter niet dat deze opvoedstijl geen invloed heeft op de ernst van de dwangmatige persoonlijkheidsstoornis. In dit geval zou deze invloed kunnen verlopen via het schema hoge eisen.
Bij de relatie tussen de opvoedstijl zorg en de ernst van de afhankelijke
persoonlijkheidsstoornissen zijn twee mediatoren onderzocht. Zoals verwacht medieerde het schema verlating de relatie tussen de opvoedstijl zorg en de ernst van de afhankelijke persoonlijkheidsstoornis. Het schema functionele afhankelijkheid was echter geen mediator, er was slecht sprake van een verband op trendniveau. Dus hoewel een vermindering van zorg maakt dat de schema’s verlating en functionele afhankelijkheid sterker aanwezig zijn, lijkt
