The Family of Origin Scale
Lange, A.; Kiss, A.; Jansen, F.; Neerscholten, C.
Publication date 2003
Published in Systeemtherapie
Link to publication
Citation for published version (APA):
Lange, A., Kiss, A., Jansen, F., & Neerscholten, C. (2003). The Family of Origin Scale. Systeemtherapie, 15(2), 103-115.
General rights
It is not permitted to download or to forward/distribute the text or part of it without the consent of the author(s) and/or copyright holder(s), other than for strictly personal, individual use, unless the work is under an open content license (like Creative Commons).
Disclaimer/Complaints regulations
If you believe that digital publication of certain material infringes any of your rights or (privacy) interests, please let the Library know, stating your reasons. In case of a legitimate complaint, the Library will make the material inaccessible and/or remove it from the website. Please Ask the Library: https://uba.uva.nl/en/contact, or a letter to: Library of the University of Amsterdam, Secretariat, Singel 425, 1012 WP Amsterdam, The Netherlands. You will be contacted as soon as possible.
Alfred Lange
2, Aniko Kiss
3. Floortje Jansen
3en Carien
Neerscholten
3Please note: This manuscript is published in 2003 in
Systeemtherapie, 15 (2), 103-115.
Wordcount: 5126, inclusief tabellen en referenties
Running header: A.Lange, Family of Origin Scale - Dutch
1 Onze dank gaat uit naar het bestuur en bureau van de NVRG, voor hun medewerking in het werven van respondenten, naar de staf van het Onderwijsinstituut van de afdeling Psychologie van de UvA, naar dr. Conor Dolan voor zijn waardevolle methodologische adviezen, en naar de respondenten die de moeite namen om de vragenlijst in te vullen.
2 Als hoogleraar verbonden aan de programmagroep Klinische Pyschologie. Roetersstraat 15. 1018 WB Amsterdam. Email: alange@fmg.uva.nl
Samenvatting
In een pilot studie hadden 20 respondenten, die via een sneeuwbalprocedure geworven waren, een eerste Nederlandse bewerking van de Family of Origin Expressiveness Atmosphere Scale ingevuld, een Amerikaanse vragenlijst van 22 items (Yelsma et al., 2000). De resultaten van de pilot waren bemoedigend, waarna het hoofdonderzoek volgde over de Nederlandse Family of Origin Scale (FOS-D). Zestienhonderd respondenten, 95 deeltijdstudenten psychologie en 1505 leden van de Nederlandse Vereniging voor Relatie- en Gezinstherapie werden benaderd om twee vragenlijsten in te vullen, behalve de FOS-D ook de Parent Bonding Instrument in (Kooiman & Spinhoven, in voorbereiding). De procedure was strict anoniem, reminders waren onmogelijk. Van 467 respondenten werden volledig bruikbare lijsten ontvangen. Honderdnegenenzestig van hen stuurden, zoals verzocht ook een ingevulde vragenlijst van een sibling mee terug. Over beide groepen van siblings werden factoranalyses uitgevoerd. Die toonden een robuuste structuur, met één factor die evenals de Amerikaanse lijst 22 items bevat, of twee factoren: Harmonie en
Openheid. Beide schalen vertoonden hoge interne consistentie (a > .91). De overeenkomst tussen de siblings was hoog (r = .59), evenals de overeenkomst tussen de schalen van de FOS-D en de PBI. Voor de FOS-D werden normtabellen vastgesteld, voor drie aparte leeftijdsgroepen. De psychometrische kwaliteiten en de validiteit worden uitgebreid gedocumenteerd. In de discussie wordt hierop nader ingegaan en aanwijzingen voor vervolgonderzoek gegeven.
Summary
In a pilot study, 20 respondents completed the first Dutch adaptation of the Family of Origin Expressiveness Atmosphere Scale, an American inventory of 22 items (Yelsma et al., 2000). The results of the pilot study were encouraging, allowing the start of the main study on the Dutch Family of Origin Scale (FOS-D). 1600 respondents (1505 members of the Dutch Association of Family Therapy and 95 elder students psychology) were approached by mail, to participate and complete the FOS-D and the Parent Bonding Instrument (PBI, Kooiman & Spinhoven, in
preparation). Participation was on strict anonymous basis, not allowing for personal reminders. 467 respondents sent back fully completed inventories. 169 of them also sent (as requested) a set of questionnaires that were completed by a sibling. Factor analyses were carried out for both groups of siblings. These showed a robust structure of a one-factor solution of 22 items (similar to the American inventory), or a two-factor solution: Harmony and Openness. Both subscales showed high internal consistency (coefficient a > .91). The correlation between the siblings was high (r = .59). The correlation between PBI and FOS-D was high as well. The discussion focuses on the psychometric properties and the validity of the FOS-D and gives directions for future research.
Inleiding
Binnen de gezinstherapie en cognitieve gedragstherapie is de aandacht vaak gericht op huidige processen, transacties tussen gezinsleden of disfunctionele gedachteschema’s
(Christensen, Jacobson, & Babcock, 1995; Shoham, Rohrbaugh, & Patterson, 1995). Niettemin is in beide stromingen de laatste jaren steeds meer aandacht voor de achtergrond van de
individuen van nu. Men heeft er steeds meer oog voor dat bepaalde cliënten het verleden nog niet achter zich hebben gelaten (Bedrosian & Bozicas, 1994; Lange, 2000, par. 2.1). In deze gevallen moet het verleden verwerkt worden in het kader van de therapie. Dit gebeurt dan voordat of terwijl de problemen in het heden worden opgelost.
Het verleden kan op diverse manieren een rol spelen bij psychische problemen in het heden. Het kan zijn dat patiënten bepaalde traumatische belevenissen uit het verleden nog niet hebben verwerkt. Er kunnen onopgeloste conflicten zijn tussen cliënten en leden van hun gezin van herkomst. Het kan ook zijn dat de sfeer in het gezin van herkomst dusdanig was dat het de ontwikkeling van het kind en daarmee de latere cliënt nadelig heeft beïnvloed. Die invloed van het gezin van herkomst kan weer doorspelen in de sfeer van het nieuwe gezin en gevolgen hebben voor kinderen in dat gezin, kan zelfs leiden tot psychopathologie (Berkvens & Robbe, 2002; Chiariello & Orvaschel, 1995)
Ter verklaring van de positieve uitwerking van ‘disclosure’ op het verwerken van
traumatische ervaringen komt Pennebaker (Harber & Pennebaker, 1992; Pennebaker, 1993) tot zijn inhibitietheorie. Deze houdt in dat het niet-uiten (inhibitie) van pijnlijke, angstige emoties een permanente staat van verhoogde fysiologische waakzaamheid oproept die zowel somatisch als psychisch nadelige gevolgen heeft. Uitgaande van die gedachte is het niet vreemd dat individuen uit gezinnen met een cultuur van ‘niet uiten van emoties’ verhoogd risico lopen op later psychisch disfunctioneren (Rapee, 1977). Het lijkt daarom niet overbodig om in de taxatiefase van behandelingen enig gereedschap te hebben om inzicht te krijgen in de manier waarop men in het gezin van herkomst met elkaar omging. Dit leidt tot meer begrip en inzicht van de cliënt, en kan ook van belang zijn om de manier van omgang van partners beter te begrijpen. Als beiden uit een harmonieus, open gezin, komen zal het er anders uitzien dan wanneer het andersom is of niet symmetrisch. Het belang van goede diagnostiek met betrekking tot het gezin van herkomst wordt ook onderstreept door de vaak beschreven waarneming dat gezinspatronen zich herhalen (Boszormenyi-Nagy & Spark, 1973).
De gezinstherapie heeft geen sterke traditie in het genereren van diagnostische
instrumenten. De pioniers beperkten zich tot hun klinische blik. Dit oefent zijn invloed uit tot op de dag van vandaag. Niettemin is er de laatste decennia het een en ander ontwikkeld aan
instrumenten voor het meten van gezinsverhoudingen. Aanvankelijk kwamen die vooral uit de hoek van de Amerikaanse structurele gezinstherapie (Olson, Sprenkle, & Russell, 1979).
Binnen de intergenerationele gezinstherapie is de laatste jaren aandacht geweest voor het meetbaar maken van een concept dat pas in deze laatste jaren in de mode is geraakt:
‘vergevingsgezindheid’ (Pollard, Anderson, Anderson, & Jennings, 1998). Maar voor de kernbegrippen die het gezin van herkomst zouden moeten beschrijven is vanuit die stroming weinig aan diagnostisch instrumentarium gegenereerd. Merkwaardigerwijs waren het
gedragstherapeutische onderzoekers die dit wel hebben geprobeerd. Zo construeerden Perris, Jacobsson, Lindstrom, Von Knorring en Perris (1980) de EMBU. In haar proefschrift beschrijft Gerlsma (1993) een Nederlandse bewerking van deze EMBU, een uit Scandinavië afkomstige vragenlijst van 80 items over verhoudingen in het gezin van herkomst. Er zijn twee subschalen: Verwerping en Emotionele Warmte. Uit haar onderzoek blijkt onder meer samenhang tussen psychopathologie op volwassen leeftijd en negatieve gevoelens over de opvoedingsstijl in het gezin van herkomst. De EMBU is nogal lang, niet gemakkelijk in te vullen, en wordt dan ook niet veel gebruikt. De Parental Bonding Instrument (Parker, 1990) is gericht op de opvoedingsrelatie die volwassenen, terugblikkend, hebben met hun vader en moeder (ieder apart). Het gaat hierbij om twee dimensies: ‘Care’ en ‘Overprotection’. Kooiman en Spinhoven hebben er een
Nederlandse bewerking van gemaakt (in voorbereiding).
Yelsma, Hovestadt, Anderson en Nilsson (2000) waren de eersten die zich niet
concentreerden op de opvoedingsrelatie van vroeger, maar probeerden de sfeer, in het bijzonder de mate van openheid, van vroeger in kaart te brengen. Het gaat over de mogelijkheden die er in het gezin van herkomst waren om de emoties te uiten. In het hier voorliggende artikel doen wij verslag van de Nederlandse bewerking van dit instrument: de vertaling, de pilot studie, het psychometrisch onderzoek, de validatie en de normering voor de ‘normale’ Nederlandse populatie waaraan een groot aantal leden van de Nederlandse Vereniging voor Relatie- en Gezinstherapie heeft meegewerkt.
De Family-of-Origin Expressive Atmosphere Scale
Yelsma et al. (2000) creëerden een Engelstalige vragenlijst waarmee op betrekkelijk snelle wijze kon worden vastgesteld hoe het in het ouderlijk gezin gesteld was met de mate van
openheid, ofwel de ‘Expressive Atmosphere’. Een pilot studie, met 40 items, leverde niet de beoogde unidimensionele lijst op, waarna zij het aantal items terugbrachten tot 22. De aldus ontstane lijst (uitspraken over de expressiviteit in het ouderlijk gezin met antwoordcategorieën variërend van ‘strongly disagree’ tot ‘strongly agree’) legden zij voor aan een steekproef van 416 studenten. Alle items bleken hoog (> .65) te laden op de ene factor. De lijst bleek ook zeer betrouwbaar (hoge Cronbach’s alpha, Guttman’s ‘split-half’ en test-hertest waarden). In een ander onderzoek legden Yelsma, Hovestadt, Nilsson en Paul (1998) de vragenlijst samen met de Toronto Alexithymia Scale voor aan 295 andere studenten. Ze stelden vast dat er een significant verband was tussen de mate van ‘expressiveness’ in gezin van herkomst en huidige alexithymie, ofwel moeilijkheden met het ervaren en uiten van emoties.
De Family of Origin Scale-Dutch: de pilot studie
In de eerste (pilot) studie vertaalde Jansen (2002) de door Yelsma et al. (2000)
gepubliceerde lijst naar het Nederlands. Vervolgens vertaalde een studente Engels die in de VS had gewoond de items terug naar het Engels. Er waren slechts geringe afwijkingen. Die werden gecorrigeerd. De aldus ontstane Nederlandse lijst werd voorgelegd aan twintig willekeurige personen. De deelnemers werden afzonderlijk geïnterviewd over hoe ze de items beoordeelden op helderheid, duidelijkheid van formulering en discriminerend vermogen, en of zij de vragenlijst niet te lang vonden. Deze aspecten van de vragenlijst werden in het algemeen gunstig
geëvalueerd, maar sommige al te letterlijk vertaalde instructies en items, werden door enkele respondenten als ambigu aangemerkt. Op grond hiervan werden de instructies en sommige items enigszins bijgesteld (Jansen, 2002). Hoewel twintig deelnemers bij lange na niet genoeg zijn voor een serieus psychometrisch onderzoek, berekende Jansen (2002), om toch enige indicatie te verkrijgen, alvast de correlatie van elk item met somscore over de andere items (item-rest
correlaties). Deze waren overwegend hoog. Alleen twee items voldeden niet. Gezien de geringe omvang van de steekproef werd besloten deze items (nog) niet uit de lijst te verwijderen. Box 1 geeft aan uit welke items en antwoordcategorieën de vragenlijst in dit stadium bestond. Achter elke uitspraak stonden vijf antwoordcategorieën sterk oneens (1), oneens (2), neutraal (3), eens (4), en sterk eens (5). De respondenten omcirkelden wat voor hen van toepassing was. Er waren dertien positieve items (hoe meer eens hoe hoger de score) en negen negatieve items (hoe meer eens hoe lager de score). De negatieve items moeten in het berekenen van de totaalscore omgescoord worden.
Box 1 De 22 items van de FOS-D na de pilot studie
1. Mijn gezinsgenoten waren doorgaans gevoelig voor elkaars emoties. 2. Ik had het gevoel dat ik binnen ons gezin zaken kon uitpraten.
3. Binnen ons gezin kon ik makkelijk uitkomen voor mijn mening en mijn gevoelens. 4. Binnen ons gezin werden mijn houding en gevoelens regelmatig genegeerd of bekritiseerd.* 5. Ik kon binnen ons gezin makkelijk mijn eigen mening geven.
6. De sfeer binnen ons gezin was kil en negatief.*
7. Mijn gezinsgenoten stonden open voor elkaars gevoelens.
8. Ik vond het moeilijk mijn eigen mening te uiten binnen ons gezin.* 9. Ik herinner me ons gezin als zijnde warm en begrijpend.
10. Binnen ons gezin bestond een ongeschreven regel: je uit je gevoelens niet.* 11. Mijn ouders moedigden me aan openlijk mijn mening te geven.
12. Meestal konden we conflicten binnen ons gezin wel oplossen.
13. Soms voelde ik me binnen ons gezin begrepen zonder dat ik iets hoefde te zeggen. 14. In ons gezin mochten bepaalde gevoelens niet geuit worden.*
15. Conflicten werden in ons gezin zelden opgelost.* 16. De sfeer in ons gezin was meestal onaangenaam.*
17. In ons gezin gaf niemand om de gevoelens van de andere gezinsleden.*
18. Mijn ouders ontmoedigden het uiten van een mening die afweek van die van hun.* 19. In ons gezin nam iedereen de verantwoordelijkheid voor zijn daden.
20. Mijn ouders moedigden de gezinsleden aan naar elkaar te luisteren.
21. De maaltijden bij ons thuis waren meestal een vriendelijke en gezellige aangelegenheid. 22. Mijn ouders gaven het ruiterlijk toe wanneer ze ongelijk hadden.
* negatieve items die omgescoord worden
De Family of Origin Scale-Dutch: de hoofdstudie
Deelnemers
Er zijn twee populaties benaderd: 95 psychologie studenten (merendeels deeltijdstudenten) en 1505 leden van de Nederlandse Vereniging voor Relatie- en
Gezinstherapie. Dat laatste was mogelijk door de medewerking van het bureau en bestuur van de NVRG. Alle deelnemers kregen een extra exemplaar, met het verzoek die te laten invullen door een broer of zuster en samen met de eigen lijst terug te sturen. Er was gekozen voor stricte
anonimiteit, waardoor het onmogelijk was te registreren wie de vragenlijsten ingevuld hadden teruggestuurd. Er konden daardoor geen gerichte ‘reminders’ worden gestuurd. Alle
respondenten kregen de vragenlijst per post, met nauwkeurige uitleg van de achtergrond en procedure, en een retour-enveloppe. 467 personen stuurden bruikbare ingevulde vragenlijsten terug (29.2%): 169 mannen (36.2%) en 291 vrouwen (62.3%). Van zeven respondenten is het geslacht onbekend (1.5%). De leeftijd variëert tussen 22 en 80 jaar (M = 48, SD = 9.6).
Van de 467 respondenten waren er 179 die een door een sibling ingevulde lijst
terugstuurden: 61 mannen (34.1%) en 115 vrouwen (64.2%); van drie respondenten was de sekse onbekend. De leeftijd van ‘de siblings’ varieert tussen 24 en 79 jaar (M = 49, SD = 9.8 ).
Meetinstrumenten
Naast de FOS-D werden de volgende vragenlijsten afgenomen:
1. Korte Biografische Vragenlijst. De vragen hebben betrekking op sekse, leeftijd,
opleidingsniveau, plaats in het gezin en of een sibling ook de vragenlijst ingevuld heeft.
2. De Parent-Bonding Instrument (PBI, Parker, Tupling, & Brown, 1979). De Nederlandse
bewerking heeft in totaal 50 items (Kooiman & Spinhoven, in voorbereiding). Er worden aan de deelnemers twee keer dezelfde 25 items voorgelegd, de eerste keer hebben ze betrekking op de moeder in het gezin van herkomst, de tweede 25 items betreffen de vader. Elk item heeft vier antwoordcategorieën, van minst naar meest van toepassing. De vragenlijst bevat twee subschalen: Care (Zorg, 12 items) en Overprotection (12 items). Box 2 toont een paar voorbeelditems.
Box 2 Enkele items van de PBI, geformuleerd in de moeder versie • Mijn moeder was overdreven bezorgd voor mij.
• Mijn moeder liet me dingen doen die ik leuk vond, • Mijn moeder begreep niet wat ik wilde of nodig had. • Mijn moeder liet zich waarderend over mij uit.
Verwerking van de gegevens
Van de verkregen vragenlijsten zijn twee databases gemaakt. In de eerste, de definitieve steekproef is één persoon per gezin opgenomen: 467 onafhankelijke waarnemingen (dus geen gegevens van broers en zusters door elkaar), een voorwaarde voor de meeste statistische bewerkingen. Over deze groep zijn de factoranalyses uitgevoerd, de betrouwbaarheid van de schalen onderzocht en de item-rest correlaties. Ter validatie is in deze groep onderzocht hoe hoog de samenhang is tussen de scores op de FOS-D en de PBI.
De tweede database bevatte de 179 ‘siblings’. Exploratief zijn voor deze groep apart ook factoranalyses uitgevoerd. Voor de belangrijkste analyse met betrekking tot deze groep werden de gegevens van elke deelnemer gekoppeld aan die van de sibling, teneinde de samenhang tussen de siblings te onderzoeken.
Resultaten
Item-analyses
Allereerst werd per item onderzocht of er verschillen in de beantwoording waren tussen mannen en vrouwen. Dit was slechts bij twee items het geval.
Gezien de veranderingen in de gezinscultuur in de laatste vijftig jaar is het mogelijk dat de sfeer in de gezinnen van de oudere deelnemers minder open was die van de jongere deelnemers. Derhalve hebben we de steekproef in leeftijdsgroepen verdeeld: boven versus onder 30 jaar. Met behulp van t-toetsen hebben we de groepen voor elk item vergeleken. Bij zes items (2, 10, 11, 14, 15 en 22) waren de verschillen significant. Vervolgens hebben we de leeftijdsgroepen onder en boven de 50 jaar vergeleken. Hier vonden we alleen bij item 14 een verschil tussen de groepen. De verschillen waren in alle gevallen in de verwachte richting: meer openheid bij de gezinnen van de jongere respondenten. Aangezien bij alle vergelijkingen slechts een klein aantal items
verschillen vertoonden, waren er geen aparte factoranalyses nodig voor leeftijdsgroepen, of voor mannen en vrouwen (Dolan, persoonlijke mededeling).
Als iedereen op een bepaald item hetzelfde antwoord zou geven dan draagt zo’n item niets bij aan de schaal, dan ‘discrimineert’ het niet tussen mensen met een hoge of lage uiteindelijke score. Een histogram van de verdeling van antwoorden voor alle FOS-D items laat zien dat er bij geen enkel item opvallend veel gebruikte of juist niet gebruikte antwoordmogelijkheden zijn. De items hebben een goed onderscheidend vermogen (voor details van deze en andere analyses zie Kiss & Neerscholten, 2002).
De factoranalyses
Er werden principale componenten analyses uitgevoerd over de 467 respondenten zonder de siblings. Drie principale componenten laten Eigenwaardes zien die groter zijn dan 1
(respectievelijk 11.23, 1.5 en 1.10). Deze principale componenten verklaren gezamenlijk 63% van de variantie. Het screeplot wijst in de richting van een éénfactormodel, evenals bij de Amerikaanse versie. Niettemin hebben we met behulp van de Maximum Likelihood Methode (geroteerd met Promax) onderzocht in hoeverre het éénfactor, tweefactor en driefactor model zou passen. Het éénfactormodel bleek 51% van de variantie in de scores te verklaren, het
tweefactormodel 54%, en het driefactor model 56,8 %.
Tabel 1 geeft de lading van elk item voor het eenfactor model en voor het tweefactor model voor elk van de twee factoren (Harmonie en Openheid). De hoge lading in het tweefactor model is vetgedrukt en geeft aan tot welke subschaal het item behoort. In het éénfactormodel zijn de ladingen van alle items hoog. In het tweefactor model is de correlatie tussen de factoren weliswaar hoog (r = .74), maar inhoudelijk zijn de twee factoren goed van elkaar te
ouderlijk gezin, de andere op de mate van Openheid (mogelijkheid tot expressie van gevoel en mening). Op grond hiervan hebben we besloten verder van het tweefactor model model uit te gaan, dus twee subschalen voor de FOS-D te creëren: Harmonie en Openheid.
Tabel 1. Factorladingen in het één- en tweefactor model (n=467)
Eenfactormodel Tweefactormodel Item Beschrijving van het item
FOS-D-TOTAAL Harmonie Openheid
1 Gevoelig voor elkaars emoties .52 .58 .03
2 Zaken kunnen uitpraten .82 .32 .56
3 Makkelijk uitkomen voor mening .75 -.07 .91
4 Gevoelens regelmatig genegeerd* .64 .37 .32
5 Makkelijk eigen mening geven .70 -.16 .95
6 Kille en negatieve sfeer* .71 .83 -.07
7 Open voor elkaars gevoelens .75 .53 .27
8 Moeilijk mening uiten* .65 -.14 .88
9 Warm en begrijpend gezin .82 .76 .11
10 Emoties mochten niet geuit worden* .69 .29 .45
11 Mening geven aangemoedigd .72 .10 .69
12 Conflicten meestal opgelost .76 .54 .27
13 Begrepen worden zonder iets te zeggen .66 .61 .08
14 Bepaalde gevoelens mochten niet* .63 .14 .53
15 Conflicten zelden opgelost* .81 .62 .24
16 Meestal onaangename sfeer* .72 .87 -.11
17 Niemand gaf om gevoelens van anderen* .63 .82 -.16
18 Afwijkende mening ontmoedigd* .63 .25 .43
19 Verantwoordelijkheid voor daden .62 .40 .25
20 Luisteren naar elkaar aangemoedigd .76 .60 .21
21 Gezellige maaltijden .67 .71 .10
22 Ongelijk ruiterlijk toegegeven door ouders .62 .46 20 *negatieve items, omgescoord
Robuustheid van de factorstructuur
De factoranalyses werden opnieuw uitgevoerd, nu over de groep siblings. Kiss en Neerscholten (2002, par. 3.2.3) geven gedetailleerde cijfers die tonen dat de Eigenwaarden, de hoeveelheden verklaarde varianties nagenoeg overeenkomen met de hierboven beschreven
factoranalyses. Bovendien levert deze factoranalyse dezelfde twee subschalen met dezelfde items.
Betrouwbaarheid van de FOS-D-schalen
Voor elk item is per (sub)schaal onderzocht hoe het item correleert met de somscore over de andere items van de schaal. De laagste item-rest correlatie is r = .50, de hoogste r = .80. Dit laat zien dat er geen items zijn die geen samenhang met de betreffende subschaal hebben, ook niet de twee items die het in de pilot minder goed deden. De interne consistentiemaat
Cronbach’s a bevestigt dit. Voor Openheid geldt a = .91, voor Harmonie a = .93, voor de FOS-D-Totaal a = .95.
Convergerende validiteit: samenhang FOS-D en de PBI
Kiss en Neerscholten (2002) hebben ook de Nederlandse versie van de Parent Bonding Instrument (PBI) aan een factoranalyse onderworpen. Aangezien de PBI alleen als instrument ter validatie is opgenomen vermelden we hiervan geen details. Onze analyses bevestigen de
factorstructuur die in de Australische populatie was verkregen (Parker et al., 1979) en de door Kooiman & Spinhoven (in voorbereiding) Nederlandse factorstructuur. Er zijn twee factoren (subschalen), Zorg en Overprotectie, met een onderlinge correlatie van r = -.49: hoe beter de zorg hoe minder de overprotectie.
Tabel 2 laat de samenhang zien tussen de schalen van de FOS-D en de PBI. Zoals verwacht, correleren alle drie de FOS-D schalen sterk significant (p < .0001) en redelijk tot hoog positief met de PBI-Zorg-subschaal en negatief met de PBI-Overprotectie-subschaal.
Tabel 2. Pearson product moment intercorrelaties van de (sub)schalen van de PBI en de FOS-D
PBI FOS-D Zorg Totaal Overprotectie Totaal Zorg Moeder Overprotectie Moeder
Zorg Vader Overprotectie Vader
FOS-D-totaalscore .76** -.60* .66** -.58** .58** -.47*
Harmonie .77** -.57* .67** -.56* .59** -.45*
Openheid .66** -.56* .57* -.53** .50** -.44*
Het is opvallend, en ook bevestigend voor de validiteit, dat de Zorg-schaal van de PBI sterker met de FOS-D schalen correleert dan Overprotectie. Het is ook in lijn van de verwachting dat Harmonie hoger correleert met Zorg dan met Overprotectie.
Convergerende validiteit: samenhang tussen broers en zusters
Van 179 oorspronkelijke deelnemers hadden we een sibling die beide vragenlijsten ook had ingevuld. De nummercodes maakten het mogelijk de gegevens van de siblings aan elkaar te koppelen, zodat de correlaties tussen de siblings onderling kon worden berekend. Tabel 3 geeft die weer.
Tabel 3. Product-moment correlaties van de FOS-D en PBI-scores tussen de siblings
Schaal r n
FOS-D-Totaal .59 159
FOS-D-Harmonie .59 168
FOS-D-Openheid .56 166
PBI-Zorg (Vader +moeder) .45 157
PBI -Overprotectie (Vader + Moeder) .50 146
De samenhang tussen de siblings is niet alleen sterk significant (p < .0001) maar ook hoog, vooral wat de FOS-D betreft.
Construct validiteit: samenhang met leeftijd
In de afgelopen decennia is er in de manier waarop gezinsleden met elkaar omgaan het een en ander veranderd. Er heerst bijvoorbeeld een minder groot taboe op het uiten van gevoelens. Op grond hiervan mag men verwachten dat jongere respondenten hogere scores hebben op de FOS-D dan de ouderen, die in een stricter klimaat zijn opgegroeid. Dit geldt vooral voor de mate van openheid. We hebben onderzocht hoe sterk het verband met leeftijd is. Volgens verwachting bleek het verband negatief: hoe hoger de leeftijd hoe lager de FOS-D score Voor de totale FOS-D was r = -.17 (p < .0001), voor Openheid r = -.23 (p < .0001) en voor Harmonie r = -. 10 (p < .005). Er bleken geen verschillen tussen mannen en vrouwen.
Normering
Eerder hebben we al vastgesteld dat Leeftijd samenhangt met de FOS-D-scores: hoe hoger de leeftijd hoe lager de scores. Kiss en Neerscholten (2002) hebben onderzocht welke
leeftijdsgroepen het meest van elkaar verschilden. Zij kwamen tot een driedeling: jonger dan 33 jaar, 33 t/m 57 en ouder dan 57 jaar. Deze groepen verschillen significant in de FOS-D-Totaal-scores en in de Openheid-FOS-D-Totaal-scores. De Harmonie-FOS-D-Totaal-scores verschilden nauwelijks. Op grond hiervan is besloten om voor de FOS-D-Totaal en Openheid aparte normtabellen op te stellen voor
de drie leeftijdsgroepen. Voor Harmonie kon worden volstaan met één normtabel voor de gehele populatie.
De normtabellen zijn quintielen. Van de ruwe score van een respondent kan daardoor onmiddellijk worden afgelezen tot welke 20% van de normgroep de respondent behoort. Zo laat bijvoorbeeld de tabel voor mensen onder de 33 jaar zien dat een score tussen de 8 en 18 op de Openheidsschaal als zeer laag moet worden beschouwd. Een respondent behoort hiermee tot de laagste 20% van de bevolking. Een score van 19 – 28 is laag (slechts 20% van de jongere bevolking scoort lager). 29 – 32 duidt op een gemiddelde score, 33 – 34 op een hoge score en 35 – 40 op een zeer hoge score (tachtig procent van de jongere leeftijdsgroep scoort lager op de Openheidsschaal). Kiss en Neerscholten (2002) geven de preciese normtabellen voor alle schalen.
Discussie
We zijn erin geslaagd een grote steekproef te benaderen. De respons lijkt niet zo groot (een kleine 30%), maar is alleszins redelijk als we in aanmerking nemen dat er vanwege de stricte anonimiteit geen ‘reminders’ konden worden verstuurd. Het is vrij bijzonder dat een groot deel van de respondenten bereid was een sibling te vragen mee te doen aan het onderzoek, en daarin slaagde. Dit gaf de mogelijkheid tot twee belangrijke analyses. Door aparte factoranalyse voor de oorspronkelijke deelnemers en de siblings uit te voeren kon de robuustheid van de
factorstructuur worden onderzocht. De verwachting was dat de structuren op elkaar zouden lijken. Ze bleken meer dan dat. Ze bleken volledig met elkaar en met de Amerikaanse structuur (Yelsma et al., 2000) overeen te komen, met volledig behoud van de oorspronkelijke items. Zowel voor Yelsma als voor ons een opsteker. Ook de bijzonder hoge betrouwbaarheid van de schalen kwam overeen met die van Yelsma et al. (2000).
Anders dan Yelsma vonden wij de mogelijkheid om naast de éénfactor Totaalschaal een splitsing aan te brengen in de vorm van de subschalen: Harmonie en Openheid. De correlatie tussen die twee schalen is zo hoog dat het zeker geoorloofd is ze te combineren tot één totaalscore. Dit neemt niet weg dat er inhoudelijk wel verschil is, waardoor het zowel voor onderzoek als in de praktijk zinnig is ze te onderscheiden.
Door de stricte anonimiteit konden we in dit onderzoek de test-hertest betrouwbaarheid niet onderzoeken. Er is een onderzoek gestart waarin dit één van de vraagstellingen zal zijn (Kat & Roemer, in voorbereiding).
Veel gezinsvragenlijsten gaan mank aan het feit dat zij suggereren dat er een onderliggend construct is, bijvoorbeeld ‘cohesie’, terwijl dit niet wordt gemeten. Als het construct werkelijk gemeten zou worden zou er samenhang moeten zijn tussen de scores van verschillende leden uit hetzelfde gezin. Zo nee, dan meet het instrument alleen de perceptie van cohesie. De siblings stelden ons in staat het verband in het oordeel tussen twee leden van het gezin van herkomst vast
te stellen. De correlaties die we vonden waren uitzonderlijk hoog. Parker (1986) vond alleen maar vergelijkbaar hoge correlaties wanneer het om eeneïge tweelingen ging. Bij de
retrospectieve beoordeling van opvoedingsrelaties in gezin van herkomst bleek bij Gerlsma (1993) dat de correlaties variëren tussen r = .08 en r = .74. De hoge correlaties komen ook bij haar alleen voor bij eeneïge tweelingen. Het sterke onderlinge verband tussen de scores van ‘onze gewone’ siblings op de FOS-D (r = .59) laat ondubbelzinnig zien dat er een onderliggend feit is: de sfeer in het gezin van herkomst. De vragenlijst krijgt hierdoor, zowel theoretisch als praktisch, veel meer waarde dan wanneer het alleen om de perceptie van een huidige volwassene zou gaan. Ook voor de PBI vinden we een behoorlijke samenhang tussen de sibling, al is die substantieel lager dan bij de FOS-D.
De samenhang tussen de siblings getuigt ook van de validiteit van de FOS-D. De sterke samenhang tussen de FOS-D en de PBI-schalen geeft verdere ondersteuning, temeer daar de hoogste correlaties gevonden worden tussen Harmonie en Zorg, de variabelen die conceptueel ook het dichtst bij elkaar liggen. Steun voor de constructvaliditeit kunnen we halen uit het verband met leeftijd. Zoals op grond van het culturele klimaat te verwachten viel hebben de oudere deelnemers, vooral ten aanzien van Openheid, lagere scores dan de jongere deelnemers.
De normtabellen maken het gebruik van de FOS-D in de praktijk simpel. Op grond van de verschillen tussen leeftijdsgroepen hebben we voor de FOS-D-Totaal en Openheid aparte
normtabellen gegenereerd. Voor Harmonie was het niet nodig.
Op dit moment hebben we alleen normscores voor een groep van mensen die niet voor psychische problematiek in behandeling is of op behandeling wacht. Er staat momenteel onderzoek op stapel waarin de FOS-D afgenomen wordt bij grote aantallen respondenten die in behandeling zijn voor psychische klachten (Bollema & Fluri, in voorbereiding). Behalve voor normering zullen hun gegevens ook worden gebruikt om te onderzoeken of er samenhang is tussen de sfeer in het gezin van herkomst en bepaalde soorten psychische problematiek.
Referenties
Bedrosian, R.C., & Bozicas, G.D. (1994). Treating family of origin problems: A cognitive
approach. New York: Guilford Press.
Berkvens, E., & Robbe, M. (2002). De waarde van gezinsdiagnostiek. Systeemtherapie, 14 (3), 130-147.
Bollema, M, & Fluri, D. (in voorbereiding). Validering en klinische normering van de Family of
Origin Scale-Dutch Amsterdam: Programmagroep Klinische Pyschologie, UvA.
Boszormenyi-Nagy, I., & Spark, G.M. (1973). Invisible loyalties: Reciprocity in
inter-generational family therapy. New York: Harper & Row.
Chiariello, M.A., & Orvaschel, H. (1995). Patterns of parent-child communication: relationship to depression. Clinical Psychology Review, 15 (5), 395-407. Nederlandse uitgave:
Communicatiepatronen tussen ouders en kinderen in relatie tot depressie. Gezinstherapie,
1997, 8 (1), 92-113.
Christensen, A., Jacobson, N.S., & Babcock, J.C. (1995). Integrative behavioral couple therapy. In: N.S. Jacobson & A.S. Gurman (red.), Clinical handbook of couple therapy (31-64). New York: The Guilford Press.
Dolan, C. (2002). Persoonlijke mededeling.
Gerlsma, C. (1993). Parental rearing styles and psychopathological memories of parenting
revisited. Academisch proefschrift Groningen: Universiteit van Groningen.
Harber, K.D., & Pennebaker, J.W. (1992). Overcoming traumatic memories. In: S.A.
Christianson (red.), The handbook of emotion and memory; Research and theory (359-387). Hillsdale, NJ: Lawrence Erlbaum.
Jansen, F. (2002) Family-of-Origin Scale Dutch: Vertaling en Pilot Study. Amsterdam: Programmagroep Klinische Psychologie, UvA.
Kiss, A., & Neerscholten, C. (2002). De validering van de Nederlandse versie van de
Family-of-Origin Expressive Atmosphere Scale (FOS-D).
Kat, Y., & Roemer, A. (in voorbereiding). De test-hertest betrouwbaarheid van de Family of
Origin Scale-Dutch. Amsterdam: Programmagroep Klinische Pyschologie, UvA.
Kooiman. C.G, & Spinhoven, Ph. (in voorbereiding). Psychometric properties of a revised version of the Dutch Parental Bonding Instrument.
Lange, A. (2000). Gedragsverandering in gezinnen. (7e complete revisie). Groningen: Wolters-Noordhoff. (665 paginas).
Olson, D.H., Sprenkle, D.H., & Russell, C.S. (1979). Circumplex model of marital and family systems: I. Cohesion and adaptability dimensions, family types, and clinical applications.
Family Process, 18, 3-28.
Parker, G. (1986) Validating an experiential measure of parental style: the use of a twin sample.
Acta Psychiatrica Scandinavica, 73, p 22-27.
Parker, G. (1990). The Parental Bonding Instrument: A decade of research. Social Psychiatry
and Psychiatric Epidemiology, 25, 281-282.
Parker, G., Tupling, H., & Brown, L.B. (1979) A parental bonding instrument. British Journal
of Medical Psychology 52, 1-10.
Pennebaker, J.W. (1993). Putting stress into words: Health, linguistic, and therapeutic implications. Behaviour Research Therapy, 31 (6), 539-548.
Perris, C., Jacobsson, H., Lindstrom, H., Knorring, L. Von, & Perris, H. (1980). Development of a new inventory for assessing memories of parental rearing behaviour. Acta Psychiatica
Scandinavica, 61, 265-274.
Pollard, M.W., Anderson, R.A., Anderson, W.T., & Jennings, G. (1998). The development of a family forgiveness scale. Journal of Family Therapy, 20 (1), 95-109.
Rapee, R.M. (1997). Potential role of childrearing practices in the development of anxiety and depression. Clinical Psychology Review, 17 (1), 47-67. Nederlandse uitgave: De potentiële rol van de opvoeding bij de ontwikkeling van angst en depressie. Gezinstherapie, 1998, 9 (2), 161-192.
Shoham, V., Rohrbaugh, M., & Patterson, J. (1995). Problem- and solution-focused couple therapies: The MRI and Milwaukee Models. In: N.S. Jacobson & A.S. Gurman (red.),
Clinical handbook of couple therapy (142-163). New York: The Guilford Press.
Yelsma, P., Hovestadt, A.J., Anderson, W.T., & Nilsson, J.E. (2000) Family-of-origin expressiveness, meaning, and relationship to alexithymia Journal of Marital and Family
Therapy 26 (3), 353-363.
Yelsma, P., Hovestadt, A.J., Nilsson, J.E., & Paul (1998). Clients’ positive and negative expressiveness within their families and alexithymia. Psychological Reports, 82, 563-569.
