Kartlegging av foreldrestil: et spørreskjema for empatibasert, følelsesbevisst foreldrekompetanse

Barn med psykiske vansker har et ekstra stort behov for trygge og helende relasjoner, både til foreldre og til ansatte i skole og barnehage. Foreldreveiledning er en viktig del av behandlingen i psykisk helsevern for barn og unge. En relativt ny tilnærming i Norge er emosjonsfokusert ferdighetstrening for foreldre (EFST) (Foroughe et al., 2019; Hagen et al., 2019). Dette er en opplevelsesbasert metodikk som springer ut fra humanistisk psykologi og emosjonsteori, emosjonsfokusert terapi og John Gottmans modell for følelsescoaching (Gottman & Declaire, 1997; Greenberg, 2021).

I EFST trenes foreldre i følelsesfokusert, empatisk kommunikasjon og problemløsning. Slike foreldreferdigheter har vist seg å predikere reduksjon i både internaliserings- og eksternaliseringsvansker (Cunningham et al., 2009; Dunsmore et al., 2013; Hurrell et al., 2017). Empatisk kommunikasjon antas å bryte negative transaksjonsprosesser mellom barnets væremåte og foreldreresponser. Et eksempel er når barnets eksternaliseringsatferd gjør det vanskelig for foreldre å være inntonet og validerende, noe som igjen bidrar til økt eksternaliseringsatferd (Pinquart, 2017; Serbin et al., 2015). Studier på EFST har vist at selv et todagers kurs øker mestringsfølelse hos foreldre og kan ha en moderat til høy effekt på barnas symptomer og følelsesregulering (Foroughe et al., 2019; Lafrance et al., 2020; Wilhelmsen-Langeland et al., 2019). Ansar et al. (2023) fant at det å delta på EFST-kurs, i tillegg til seks timer individuell veiledning i etterkant, ga statistisk signifikant bedring i foreldrenes psykiske helse. Bedringen ble mediert av bedret psykisk helse hos barna.

Foreldrestil har tradisjonelt handlet om hvordan foreldre balanserer autoritet og omsorg. Den dominerende teoretiske modellen, som ligger til grunn for de fleste selvrapporteringsskjemaer om foreldrestil, har vært en topolet to- eller trefaktormodell som kartlegger aspekter ved foreldreledelse (atferdskontroll/krav), anerkjennelse (varme og responsivitet) og autonomistøtte (Baumrind, 1966; Maccoby & Martin, 1983; Skinner et al., 2005). En topolet modell betyr at foreldrestilen måles på en enten-eller-skala hvor atferdsbeskrivelsene er motpoler – enten er du restriktiv, eller så er du autonomistøttende. En unipolar modell, derimot, er en både-og-modell, hvor du både kan være restriktiv og autonomistøttende. Disse tradisjonelle modellene favner imidlertid ikke om foreldrene også utøver empatisk kommunikasjon og empatisk forståelse – som står sentralt i den humanistiske, emosjonsfokuserte psykologien (Greenberg, 2021; Hagen et al., 2019; Stiegler, 2015).

Vi har undersøkt om eksisterende kartleggingsskjemaer om foreldrestil måler områdene foreldreledelse, anerkjennelse og empatisk kommunikasjon i ett og samme skjema. Hurley et al. (2014) fant at av 164 kartleggingsskjemaer hadde kun fire akseptable verdier i en konfirmerende faktoranalyse. Ingen av disse fire måler foreldreledelse, anerkjennelse og empatisk kommunikasjon i ett og samme skjema. Vi har også undersøkt åtte relevante instrumenter som ikke var en del av studien til Hurley et al. (2014). Disse er: The Multidimensional Assessment of Parenting Scale (Parent & Forehand, 2017); Parents as Social Context Questionnaire (Keijser et al., 2020); Coping with children’s negative emotions scale (Fabes et al., 1990); Parental Reflective Functioning Questionnaire (Luyten et al., 2017); Comprehensive General Parenting Questionnaire (Sleddens et al., 2014); Barrett-Lennard Relationship Inventory (Barrett-Lennard, 2015); Parent-Adolescent Relationship Scale (Burke et al., 2021) og Emotion-Related Parenting Styles (Hakim-Larson et al., 2006). En kortversjon av sistnevnte vil bli oversatt til norsk (Severinsen et al., 2022), men så vidt vi kjenner til, er ingen av de øvrige oversatt til norsk eller validert for norske foreldre. To av skjemaene, Barrett-Lennard Relationship Inventory og Emotion-Related Parenting Styles, måler empatisk kommunikasjon og forståelse, men de utelater foreldreledelse. Resten måler aspekter av foreldreledelse og anerkjennelse, men ikke empatisk kommunikasjon og forståelse.

Hensikten med vår studie er å lage et spørreskjema om foreldrestil som måler alle de tre dimensjonene: foreldreledelse, anerkjennelse og empatisk kommunikasjon (Fallmyr, 2022). Det å fange disse med ett og samme skjema vil potensielt synliggjøre flere nyanser i den enkeltes foreldrestil, og gi mer treffsikre beskrivelser av mulige utviklingsområder sammenlignet med eksisterende skjemaer. Vår tredimensjonale modell bygger på en syntese av den opprinnelige firefeltsmodellen (Baumrind, 1966; Maccoby & Martin, 1983), hvor de differensierer mellom det vi kaller foreldreledelse og anerkjennelse, og Carl Rogers (1957) differensiering mellom anerkjennelse (unconditional positive regard) og empatisk forståelse (empatic understanding).

Vi har operasjonalisert de tre dimensjonene med to underkategorier i hver dimensjon for å favne vesentlige aspekter ved foreldreskapet. Spørreskjemaet vil da potensielt bestå av seks underkategorier. 1) Foreldreledelse består av a) krav og normer: evnen til å ivareta forventninger og grenser på en tydelig, tilpasset, fleksibel og passe konsekvent måte og b) selvstyring: evnen til selvregulering, selvorganisering og planlegging. 2) Anerkjennelse består av c) verdsettelse: evnen til å uttrykke omtanke og støtte gjennom positiv verdsettelse og involvering, autonomistøtte, kjærlighet, ros, oppmuntring og respekt for barnets egenart og d) transparens: åpenhet og ærlighet, altså evnen til å vise åpenhet og ta imot tilbakemeldinger med nysgjerrighet. 3) Empati består av e) empatisk kommunikasjon: evnen til å utforske, validere og forstå følelser og underliggende behov og f) mentalisering: evnen til å forstå barnets perspektiv og se hvordan egen væremåte påvirker barnet.

Vi legger til grunn at foreldreledelse, anerkjennelse og empati er tre uavhengige dimensjoner som gir ulike individuelle foreldrestiler. For eksempel kan noen vise anerkjennelse uten å forstå hvilke følelser og oppfatninger andre har. God foreldreledelse og anerkjennelse uten empatisk kommunikasjon og forståelse kan høres sånn ut fra barneperspektivet: «Pappa er som regel stabil og forutsigbar, har passe forventninger, rutiner og regler, han er støttende og oppmuntrende, tar meg for den jeg er, og tåler at jeg er sint iblant. Men han forstår meg ikke, skjønner ikke hva jeg trenger.»

Andre kan ha empatisk forståelse og innlevelse, men ikke evne eller vilje til å uttrykke anerkjennelse i form av berøring eller utsagn som uttrykker aksept, verdsetting eller hengivenhet. Det siste er spesielt aktuelt i møte med antisosial atferd eller verdier som bryter med egne, eller kulturens, normer. Vi ser det for eksempel hos foreldre som oppnår empatisk forståelse av barnet, men likevel ikke klarer å vise hengivenhet på grunn av egne sterke kamp-, flukt- eller frysreaksjoner.

God foreldreledelse, svak anerkjennelse, men god empatisk kommunikasjon og forståelse kan på sin side høres sånn ut fra barneperspektivet: «Pappa er som regel stabil og forutsigbar, har passe forventninger, rutiner og regler, han trøster meg sjelden, og han gir ikke klemmer eller viser at han er glad i meg, og han aksepterer ikke at jeg har gaming som hobby. Men han forstår godt hva jeg tenker og føler om ting, og hva jeg trenger for å ha det bra.»

Nedenfor vil vi gjøre rede for prosessen med utvikling av skjemaet og testing av faktorstruktur i en serie eksplorerende faktoranalyser (EFA) hvor ledd tas inn og ut. Til sist beskriver vi den konfirmerende faktoranalysen (KFA), som ble gjort med et nytt utvalg, der vi tester hvorvidt det endelige skjemaet faktisk måler det vi håper å få til, på en psykometrisk tilfredsstillende måte. I KFA kan vi beregne samsvarsverdier mellom modell og observerte skårer, og ut fra standarder for slike verdier si noe om hvorvidt faktormodellen er god. Vi setter også EFA-modellen opp mot andre modeller, og ser på om variansen i materialet kan beskrives på enklere måter enn EFA-modellen. Til slutt rapporterer vi foreløpige normresultater på skjemaet basert på 105 besvarelser. Vi gjør oppmerksom på at det i fortsettelsen av dette prosjektet må foretas en mer omfattende normering og validering for å teste ut betydningen av ulike profiler.

Metode

Datainnsamling

Prosjektet ble sendt til den Regionale komiteen for medisinsk og helsefaglig forskningsetikk (REK), som konkluderte med at prosjektet ikke var søknadspliktig (søknadID 142166).

Datainnsamlingen ble utført i perioden fra oktober 2020 til oktober 2022. Den ble foretatt både med en penn-og-papir-versjon og med en questbackløsning via SMS.

Deltakere

EFA-utvalget besto av 376 foreldre til barn i alderen 5–19 år. Av disse var 71 % foreldre til barn i poliklinisk utredning eller behandling ved barne- og ungdomspsykiatrisk avdeling. De ble rekruttert enten ved at behandlingsansvarlig delte ut spørreskjema, eller ved at de fikk lenke til spørreskjema på SMS. De resterende 29 % var foreldre som ble rekruttert utenom klinisk virksomhet, primært skoleansatte. Av respondentene var 70 % mødre. Aldersfordelingen viser 29 % fra 5–9 år, 24 % fra 10–12 år, 32 % fra 13–15 år og 15 % fra 16–19 år. Av utvalget besvarte 17.3 % via QR/SMS og 82.7 % på papir. KFA-utvalget besto av 224 foreldre, 71 % var mødre. Kjønnsfordelingen mellom barna var 54.5 % jenter og 45.5 % gutter. Kartleggingsskjema ble delt ut under foreldreveiledningskurs, og 70.5 % besvarte via QR/SMS og 29.5 % på papir. Det ble for omfattende for poliklinikkens ansatte å registrere hvor mange skjema de delte ut totalt sett. Vi kunne derfor ikke tallfeste responsraten.

Prosedyre for utforming og utvelgelse av ledd

Det ble innhentet forslag til kandidatledd basert på de tre definerte områdene foreldreledelse, anerkjennelse og empatisk kommunikasjon fra flere kilder: Behandlere i BUPA med kompetanse i emosjonsfokusert foreldretrening for foreldre (EFST) og rundt hundre kursdeltakere ansatte i skolen. Om lag 200 forslag til ledd ble bearbeidet og redusert til 60 ledd og videre til 50 ledd etter innspill fra en referansegruppe. Disse 50 ble brukt i EFA-analysen. Konstruksjonen av leddene besto av flere prosesser. Språklig nyansering var viktig for å fremme innholdsvaliditet, slik at ulike aspekter ved den latente faktoren kommer frem. Konkretisering, eksemplifisering og forenklinger var viktig for å fremme språklig stringens og entydighet, slik at risiko for idiosynkratiske tolkninger ble redusert. På enkelte ledd la vi inn en hyppighetsvurdering ved ordet «ofte» – etter tilbakemelding om at dette ville gjøre vurderingen enklere. Vi hadde ellers som mål å ta hensyn til kjente målefeil (Podsakoff et al., 2012). Vi forsøkte å redusere samtykkende bias (at noen tenderer mot å svare enig uansett) og sosial ønskverdighets-bias (at noen sensurerer seg for å fremstå i et bedre lys) ved å lage reverserte ledd til faktorene (jeg er følelsesmessig stabil og forutsigbar / jeg er ofte for lite stabil i min væremåte). Leddene som tentativt måler samme faktor, ble plassert lengst mulig fra hverandre for å unngå «oppblåste» korrelasjoner (Podsakoff et al., 2012).

Semantic Theory of Survey Response antar at besvarelser på ledd i kartleggingsskjemaer vil korrelere dersom de deler semantisk mening. Det er funnet at så mye som 86 % av variansen i relasjoner mellom variabler er a priori predikerbare (Arnulf et al., 2014; Arnulf et al., 2018). For å redusere risiko for kunstig oppblåste korrelasjoner som følge av semantisk likhet utformet vi leddene med mest mulig variasjon i begrepsbruk. Vi brukte minst mulig synonymer og antonymer, men heller konkrete atferdsbeskrivelser som belyser dimensjonen fra ulike vinklinger.

Faktoranalyse av data fra en likertskala krever at graderingene defineres entydig og med like store intervaller mellom hver verdi. Da vi testet en topolet modell, der leddene varierer fra for mye til for lite av noe, valgte vi å bruke en seksdelt skala fra minus tre til pluss tre (fra stemmer svært dårlig til stemmer svært godt).

Statistiske analyser

For å vurdere om korrelasjonsmatrisen var egnet til faktoranalyse brukte vi Barletts test of sphericity og Kaiser-Meyer-Olkins (KMO) mål for adekvat sampling. Vi vurderte hvor mange faktorer som skulle beholdes ved hjelp av Kaisers kriterium om egenverdi over en, vurdering av scree plot og parallellanalyse (PA). Parallellanalyse ble gjort med Brian O’Connors syntaxfil til SPSS (http://oconnor-psych.ok.ubc.ca/nfactors/parallel.sps) (O’Connor, 2000). For å vurdere reliabilitet brukes McDonalds omega (McDonald, 2013). Vi foretok prinsipal aksefaktorering med rotasjonsmetode varimax med Kaisers normalisering (Goretzko et al., 2021). Til analysene i KFA-utvalget benyttes R (R Core Team, 2013) og pakken lavaan (Rosseel, 2012). For å undersøke om metode for datainnsamling, altså penn og papir eller QR-kode/SMS, påvirket besvarelsene ble dette lagt inn som en kovariat i den konfirmerende faktoranalysen. En slik MIMIC-modell (multiple indicators, multiple causes model; Brown, 2006) vil da undersøke om forskjeller i gjennomsnittlige verdier på faktorene er forskjellig for de to ulike metodene.

Resultater

Eksplorerende faktoranalyse

Fem respondenter fra utvalget for den eksplorerende faktoranalysen (EFA) ble ekskludert som utliggere etter Mahalanobis distanse-analyse. Kaiser-Meyer-Olkins mål (KMO) for adekvat sampling bekreftet at målet for adekvat sampling er godt (KMO = .893), og Barletts test of sphericity var statistisk signifikant (khikvadrat 6794.423, p < .001). Det vil si at materialet var egnet for faktoranalyse. Det var kun 0.32 % mistede data. Tre kriterier ble lagt til grunn for å velge ledd for den endelige EFA-analysen. Først fjernet vi ledd med ekstreme gjennomsnittsverdier (over fem eller under to), såfremt disse «svake» variablene ikke skilte mellom informantgrupper som foreldres kjønn, barnets alder eller om barnet var pasient ved BUPA eller ikke. Dette sjekket vi med variansanalyse (ANOVA). Vi utelot ledd med lav felles varians, altså variabler med kommunalitet under fire. Til sist ekskluderte vi komplekse variabler hvor det var kryssladninger med lav faktorladning. Den endelige faktorløsningen hadde 21 ledd fordelt på fem faktorer. På grunn av skjevhet større enn –2 på et av leddene i faktor 3 valgte vi å prøve ut tre nye ledd i kartleggingsskjemaet til KFA-en for å sjekke om disse kom ut med mindre skjevhet. Da skjevheten på det opprinnelige leddet ble redusert til akseptable –1,85, ble de opprinnelige leddene beholdt og de tre «reserveleddene» lagt til side.

Den endelig faktorløsningen forklarte 44.4 % av variansen (faktor 1: 13.5 %; faktor 2: 9.3 %; faktor 3: 8.7 %; faktor 4: 6.9 %; faktor 5: 5.7 %). De fem faktorene (se tabell 1) kalles: 1) Empatisk kommunikasjon; 2) Autoritær ledelse; 3) Verdsettelse; 4) Unnvikende ledelse og 5) Mentalisering. Vi fikk altså ikke støtte for en topolet trefaktorløsning bestående av seks underkategorier, men EFA-en ga støtte for en unipolar femfaktormodell (hvor underkategorien som måler transparens, ikke er med). Vi ser også at det i denne modellen differensieres mellom anerkjennelse og empatisk kommunikasjon. Foreldreledelse og empati fremstår som forventet som ulike dimensjoner. Det kan forstås som en nyansering av den topolede modellen fordi det gir rom for mer differensiering, altså for å fange mer sammensatte atferdsresponser. Vi ser av tabell 1 at faktor 5, Mentalisering, har to kryssladninger til faktor 1 Empatisk kommunikasjon. Disse komplekse leddene vil i det ferdige spørreskjemaet kunne lade på begge faktorer med en vektet verdi.

Reliabilitet

Av de fem faktorene kom de tre første ut med god indre konsistens med McDonalds omega, og de to siste i grenseland for adekvat indre konsistens: faktor 1: .830 (n = 368); faktor 2: .746 (n = 362); faktor 3: .796 (n = 369); faktor 4: .651 (n = 364); faktor 5: .688 (n = 371).

Den endelige korrelasjonsmatrisen viser få kryssladninger og har adekvat indre reliabilitet, selv om faktor 4 og 5 ligger i et grenseområde. Faktorkorrelasjonsmatrisen med promax, Kaiser normalisering rotasjon, viser at korrelasjonene mellom faktorene ikke overstiger 7. Dette indikerer tilstrekkelig fravær av delt varians og tilstrekkelig uavhengighet mellom faktorene.

Konfirmerende faktoranalyse

I andre del av utviklingen og valideringen av spørreskjemaet ble det gjennomført en KFA i et nytt utvalg. Der undersøker vi om femfaktorløsningen fra EFA-en holder seg i et nytt utvalg, og vurderer femfaktorløsningen opp mot enklere faktormodeller.

Om kartleggingsskjemaene ble samlet inn via SMS/QR-kode eller på papir, predikerte i liten grad forskjeller i faktorene. Standardiserte regresjonskoeffisienter på de fem faktorene varierte mellom –0.03 og 0.08 og med p-verdier mellom .69 og .28.

To kartleggingsskjemaer var ikke fullstendig besvart og ble utelatt fra analysene. Den endelige analysen var basert på skjemaer fra n = 221 foreldre. Mardias test for multivariat skjevhet og kurtose (Mardia, 1970) viser ikke-normalitet for både skjevhet og kurtose (p < .0001). For å korrigere for multivariat ikke-normalitet brukes maximum likelihood estimering med robuste standardfeil og en Satorra-Bentler skalert teststatistikk. Vi rapporterer ulike mål på modelltilpasning («goodness of fit»-parametre), og frihetsgradene gjenspeiler kompleksiteten i modellen. I faktoranalyser legges parsimonitets-prinsippet til grunn (det enkleste er det beste) og χ²/df gjenspeiler dette ved å se på samsvar i forhold til kompleksitet. Verdier her bør være < 2. Vi rapporterer mål på absolutt tilpasning TLI (Tucker-Lewis index) og CFI (Comparative fit index), hvor høyere verdier viser bedre tilpasning, og modelltilpasningsmålet RMSEA (Root mean square error of approximation), hvor lavere verdier viser bedre tilpasning, basert på anbefalinger av Schreiber et al. (2006). For modellsammenligning rapporteres også AIC (Akaike information criterion) og BIC (Bayes information criterion), hvor lavere verdier er bedre. Mål på tilpasning for alle KFA-modellene ble vurdert mot RMSEA ≤ .08, CFI ≥ .90 og TLI ≥ .90 som akseptabel tilpasning og RMSEA ≤ .06, CFI ≥ .95 og TLI ≥ .95 som god tilpasning (Hu & Bentler, 1999).

Kandidatmodellen, med 50 ledd, fra EFA-en har en femfaktorløsning og ble sammenlignet med følgende enklere modeller (se tabell 2): En firefaktormodell der Empati og Anerkjennelse slås sammen til en faktor, og en trefaktormodell der Empati og Mentalisering slås sammen til en faktor, Autoritær ledelse og Unnvikende ledelse slås sammen til en annen, og Anerkjennelse er uforandret som den tredje faktoren. I tillegg undersøkes en enfaktormodell.

Modellen med en faktor viste dårlig tilpasning, som gir støtte for multidimensjonalitet. Trefaktormodellen viste akseptabel absolutt tilpasning, men svak relativ tilpasning. Firefaktormodellen viste best sammenlignbar tilpasning, og også akseptabel absolutt tilpasning, men svak relativ tilpasning. Femfaktormodellen hadde best absolutt tilpasningsindeks med RMSEA (.052) og akseptable verdier for CFI (.926) og TLI (.913). AIC og BIC (sammenlignende tilpasning) var lavest for firefaktormodellen (sannsynligvis på grunn av mindre komplekse modeller). Figur 1 viser den foretrukne faktormodellen fra EFA-en.

Modifikasjonsindeksene til kandidatmodellen viste flere mulige forbedringer ved å tillate kryssladninger og delt feilvarians mellom enkelte ledd. Flere var knyttet til manglende kryssladninger, som er en begrensning satt på forhånd i konfirmerende faktoranalyse. Når det gjelder forholdet mellom faktorene, viste femfaktormodellen positiv kovarians mellom faktorene Empati, Verdsettelse og Mentalisering, og hvor disse hadde negativ kovarians med Autoritær ledelse og Unnvikende ledelse. Det var ingen signifikant kovarians mellom Autoritær ledelse og Mentalisering og Unnvikende ledelse og Mentalisering. Faktorladninger varierte fra .37 [ledd UL5] til .80 [ledd AL3]. Ett ledd – UL5: «jeg er ofte for ettergivende …» – viste faktorladning under .40 og ble dermed vurdert som et «svakt» ledd (Boateng et al., 2018). Det betyr at leddet deler lite varians med den latente faktoren, og indikerer at det måler noe annet enn Unnvikende ledelse eller har stor grad av målingsfeil.

Vi har utformet foreløpige gjennomsnittsskårer og prosentilverdier (se tabell 3) på de fem skalaene basert på 105 besvarelser fra normalutvalget (65 % mødre, 59 % jenter). Ledd M1 lader like mye på to skalaer (EK og M), og skåringsverdien teller likt i begge skalaene. Mistede data i dette materialet ble erstattet med gjennomsnittsverdien for leddet. Vi foreslår å dele hver skala i tre nivåer, høy, middels og lav skår, hvor terskelverdien settes til under 16. prosentil for lav skår, over 84. prosentil for høy skår, og middels skår defineres som området mellom 16. til 84. prosentil. En slik tredelt skala for hver faktor gir teoretisk sett 125 mulige kombinasjoner av ulike foreldrestiler.

Diskusjon

I denne studien har vi hatt som mål å undersøke faktorstrukturen i et spørreskjema vi har utviklet for å måle en tentativ trefaktormodell for foreldrestil basert på et emosjonsfokusert perspektiv. Hver av de tre faktorene har også to underkategorier: Foreldreledelse (forventninger og grenser samt selvregulering og struktur), Anerkjennelse (verdsettelse, aksept, autonomistøtte og omsorgsfullhet, samt åpenhet og ærlighet) og Empati (empatisk utforskning og validering av følelser og behov, samt mentalisering).

Faktoranalysene ga best støtte for en mer kompleks unipolar modell med fem faktorer som hadde tilstrekkelig gode verdier for samsvar mellom modell og data. Denne faktorstrukturen viste seg også som den beste når den ble sammenlignet med tre enklere modeller, inkludert en trefaktormodell. Femfaktormodellen vi fant, har følgende faktorer: 1) Empatisk kommunikasjon (EK); 2) Autoritær ledelse (AL); 3 Verdsettelse (V); 4) Unnvikende ledelse (UL) og 5) Mentalisering (M). De fremstår som meningsfulle teoretiske konstrukter som favner fem av de til sammen seks underkategoriene i vår tentative foreldrestilmodell. Den latente underkategorien transparens under dimensjonen Anerkjennelse var den eneste som ikke besto møtet med dataene slik vi hadde operasjonalisert faktoren.

Både empati- og foreldreledelsesfaktoren fra den opprinnelige tentative trefaktormodellen delte seg i to unipolare faktorer, henholdsvis Empatisk kommunikasjon og Mentalisering og Autoritær og Unnvikende ledelse. Det er i tråd med tidligere forskning. Flere har funnet at konstrukter knyttet til foreldrestil er multidimensjonale og ikke topolete, som de opprinnelige modellene for foreldrestil hevdet (Egeli et al., 2015; Keijser et al., 2020; Skinner et al., 2005). Faktoranalysene gir støtte for den opprinnelige trefaktormodellens differensiering mellom Empatisk kommunikasjon og Anerkjennelse (her kalt Verdsettelse). Vår studie gir altså empirisk støtte til at det er hensiktsmessig å skille mellom anerkjennelse og empati, slik for eksempel Fallmyr (2022) anbefaler etter mal fra Rogers (1957).

Foreløpige tolkningsprinsipper

Leddene som ble konstruert for å fange positiv foreldreledelse (å ivareta sunne grenser og krav, stabilitet og struktur), måtte forkastes etter den eksplorerende faktoranalysen. Det peker mot at positiv foreldreledelse heller måles indirekte med lave skårer på skalaen Autoritær ledelse (AL) sammen med skårer som indikerer fravær av unnvikelse eller neglisjering: lav skår på Unnvikende ledelse (UL) og middels eller høye skårer på Verdsettelse (V). En slik profil indikerer det som kalles en autoritativ foreldrestil, hvor både krav/grenser og anerkjennelse/responsivitet ivaretas.

En lav skår på UL indikerer ivaretakelse av grenser og handlekraft når barnet utfordrer. En høy verdi på både AL og UL indikerer veksling mellom å være for streng og for unnvikende, altså inkonsistent grensesetting og kravhåndtering. Høy verdi på AL og lav på UL kan indikere en autoritær foreldrestil. Lav verdi på AL og høy på UL kan indikere en unnvikende foreldrestil. Lav skår på AL, høy skår på UL, lav skår på V, Empatisk kommunikasjon (EK) og Mentalisering (M) kan indikere en lite involvert, neglisjerende foreldrestil. Disse fire profilene svarer til de fire tradisjonelt definerte foreldrestilene: autoritativ foreldrestil, autoritær foreldrestil, unnvikende foreldrestil og neglisjerende foreldrestil (Baumrind, 1966; Maccoby & Martin, 1983).

Spørreskjemaet kan i tillegg fange opp det vi antar er en optimal foreldrestil, basert på et emosjonsfokusert perspektiv og støttet av forskningsfunnene til Ansar et al. (2022). Dette vil være kombinasjonen av tilpassede krav og grenser, tilstrekkelig anerkjennelse og verdsettelse og ikke minst god empatisk forståelse av barnet gjennom utforskning og validering av følelser og behov. En slik foreldrestil antas å fremme barnets psykiske helse og selvregulering mer enn en autoritativ stil. Det er blant annet fordi barnet vil øke følelsestoleransen og følelsesbevisstheten mer når foreldrene validerer følelser og reparerer relasjonsbrudd enn om de kun trøster, oppmuntrer og realitetsorienterer – som gjerne kjennetegner en autoritativ stil. Den optimale foreldrestilen fremmer også læring i større grad. Grovt forenklet kan vi si med Joanne Dolhanty (Hagen et al., 2019) at «det viktigste er ikke å få barnet til å føle seg bedre, men å bli bedre til å føle», altså at barnet blir bedre på å legge merke til følelsessignaler, tolerere dem, sette ord på dem og skjønne hva de betyr. Det blir også bedre til å prosessere følelser, altså å la følelsene «være i rommet og føles» lenge nok til at de transformeres – å endre følelser med følelser (Greenberg, 2021). Mens den optimale stilen handler om å hjelpe barnet til «å bli bedre til å føle», vektlegger den autoritative stilen å hjelpe barnet til «å føle seg bedre», i betydningen å bli trygg og velregulert. Anerkjennelse i form av trøst, oppmuntring og fysisk regulering kan «skru av» de viktige følelsessignalene, slik at de ikke blir forstått og ikke endrer seg.

En optimal foreldrestil vil vise seg som høy skår på EK, V og M, kombinert med lav skår på AL og UL. Det kan være nyttig å se på enkeltleddene på skalaen Autoritær ledelse (AL), da to ledd (AL1 og AL4) måler strenghet/rigiditet og to (AL2 og AL3) måler emosjonell stabilitet og struktur.

Et siste moment er at modellen legger til grunn at «passelig mye» er det beste. Det betyr at det er to grøfter å gå i på de beskrevne foreldreferdighetene: for høye krav versus for lave krav, for ustabil foreldreledelse versus for overkontrollert/overstrukturert foreldreledelse, for mye anerkjennelse versus for lite, for mye empati versus for lite. Ekstremskårer bør vurderes i lys av det. Inntil videre antar vi at høye skårer på områdene EK, V og M er mer gunstig enn middels skårer.

Tre kasus

Vi vil illustrere bruken av spørreskjemaet med tre anonymiserte kasus hentet fra det kliniske utvalget, hvor vi gjør blindtolkninger av resultatet. Tolkningene er høyst tentative og må valideres i fremtidige undersøkelser av normgrunnlag og validitet.

Her kan vi anta at mor veksler mellom å bli for streng og sint i noen situasjoner (AL) og unnvikende og utydelig i andre (UL). Dette sammen med lite uttrykt verdsettelse og hengivenhet (V) og lite empatisk utforskning og validering av følelsestilstander (EK) gir et tentativt bilde av en konfliktfylt relasjon med mye avmakt og frustrasjon hos både mor og sønn. Det kan være utydelige forventninger og grenser, og viktige psykologiske behov som ikke fanges opp. Mor tenker kanskje mye på sønnen og hvordan hun påvirker situasjonen (M), men vet ikke helt hvordan hun skal komme ut av gjentakende sykluser hvor konfrontasjon og sinne avløses av distansering og avmakt.

Far opplever seg som både kravstor og bestemt, kanskje for streng og brå (AL), en som sjelden viker unna grensesetting (UL), og som er autentisk og ærlig i det han viser av følelser (UL). Han rapporterer også mye anerkjennelse ved å ofte vise hengivenhet og at han er glad i datteren (V), og at han reflekterer mye over hvordan jenta har det, og hvordan han påvirker henne (M). En slik nokså autoritær foreldrestil, kombinert med kjærlighet og varme, kan føre til at jenta sensurerer viktige følelsessignaler som far trenger å forstå. Han klarer ikke alltid å utforske og validere viktige følelser som ligger under atferden (EK). En autoritær tendens med svært lite unnvikelse og ettergivenhet krever god innsikt og evne til empatisk kommunikasjon, blant annet for å be om unnskyldning på en god måte når følelsene blir for sterke. Kanskje trenger han innspill på hvordan bli mer fleksibel på enkelte krav og grenser, og bli bevisst på hvordan bråheten ikke skal ødelegge relasjonen til datteren. Det kan være lurt å sjekke enkeltleddene for å vurdere om det er strenghet, ustabilitet eller begge, som gir den høye verdien.

Mor vurderer seg som mer anerkjennende og hengiven (V) enn empatisk utforskende og validerende. Hun opplever seg ikke spesielt unnvikende, utydelig eller konfliktsky (UL) og lite preget av urimelige krav, rigiditet eller ustabile følelsesutbrudd (AL). Dette kan tyde på en god relasjon. Hun reflekterer imidlertid ikke så mye over sønnens opplevelser (M) og utforsker ikke så mye følelsenes mening og budskap (EK). Kanskje vil kunnskap og bevisstgjøring om utforskning og validering av følelser hjelpe sønnen med følelsesregulering og problemløsning?

Begrensninger

Responsraten ble ikke undersøkt, men vi antar at den er under 50 % og kan derfor ikke hevde at utvalget er representativt. Lav responsrate er et særlig vanlig problem ved normeringsundersøkelser. Vi mener at våre analyser har gyldighet til tross for dette, da denne undersøkelsen ikke er en normeringsstudie. Det gjør likevel at de foreløpige normene som presenteres, må brukes med forsiktighet i påvente av en grundigere normering. Den skjeve kjønnsfordelingen mellom foreldre i begge utvalgene med 70 % mødre antas å svare til den kliniske hverdagen, hvor flest mødre følger barna til klinikken. Analysene våre viser at femfaktormodellen ikke er perfekt, da verdiene for indre konsistens for faktor 4 og 5 (.651 og .688) er i grenseland for det som regnes som godt nok. Videre er det kryssladninger mellom Empatisk kommunikasjon og Mentalisering i EFA-utvalget. Dette kan anses som rimelig da begge faktorene berører aspekter ved empatisk forståelse av barnet. Modifikasjonsindekser i KFA-en viste flere mulige kryssladninger og delt feilvarians. Dette viser noe svakhet ved modellen, men det innvirker ikke på faktorstrukturen. I tillegg sees residual kovarians mellom noen ledd som kan indikere svært likt innhold (for eksempel mellom EK2 og EK5, og mellom AL2 og AL3). Vi valgte ikke å endre kandidatmodellen på bakgrunn av disse, da formålet nå var å se på om modellen alt i alt viste tilstrekkelig tilpasning.

At vi fant en annen faktorstruktur enn det vi forventet da vi konstruerte skjemaet, viser nødvendigheten av ikke kun å oversette engelskspråklige validerte skjemaer, men å prøve dem ut i en norsk sammenheng. Begreper som formelt sett er korrekte oversettelser, kan ha andre valører på norsk, altså inngå i en annen semantisk struktur (Arnulf et al., 2014; Arnulf et al., 2018). Når vi i tillegg prøver å undersøke flere aspekter i ett kartleggingsinstrument og ikke flere, er det også å forvente at noen sammenhenger oppstår som følge av metodevariansproblemet (Spector et al., 2019). I faktoranalyser der flere ulike metoder inngår, vil noe av variansen være knyttet til selve utformingen av skjemaet, mens i analyser basert på kun ett skjema kan noen sammenhenger svekkes rett og slett grunnet det enhetlige designet på metoden. Det er jo en fordel, da metodevarians egentlig er metodisk støy.

Avslutning

Studiens mål var å undersøke om vi fant empirisk støtte for en modell for foreldrestil som både favner foreldreledelse, anerkjennelse og empati, operasjonalisert i seks underkategorier: krav og normer, selvstyring, verdsettelse, transparens, empatisk kommunikasjon og mentalisering. Faktoranalysene ga støtte for underkategoriene, med unntak av transparens, og som unipolare faktorer. Studien gir derfor empirisk støtte for å differensiere mellom områdene foreldreledelse, anerkjennelse (verdsettelse) og empatisk kommunikasjon og forståelse, men som en femfaktormodell. Å vurdere de fem underområdene vil potensielt gi en mer nyansert og bredere vurdering av foreldrestil enn de tradisjonelle modellene. Den vil etter vårt syn være spesielt relevant i foreldrekursing og -veiledning som integrerer kompetanse i foreldreledelse og empatisk kommunikasjon og forståelse.

Spørreskjemaet slik det nå foreligger, kan brukes med forsiktighet i å generere ideer basert på en ipsativ fortolkning, og med stor forsiktighet med normativ fortolkning basert på det foreløpige normgrunnlaget. Når normdataene og ytterligere validitetsdata er på plass, vil spørreskjemaet gjøres gratis tilgjengelig for klinikere.