eJournals Psychologie in Erziehung und Unterricht 56/2

Psychologie in Erziehung und Unterricht
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0342-183X
Ernst Reinhardt Verlag, GmbH & Co. KG München
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2009
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Elterliche Konflikte und Depressivität Jugendlicher in Trennungsfamilien: Zur Rolle der Triangulation

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2009
Beate Schwarz
Die Studie ging der Frage nach, ob Triangulationsprozesse wie elterlicher Koalitionsdruck und daraus resultierende Loyalitätskonflikte der Kinder die Zusammenhänge zwischen Elternkonflikten und der Depressivität von Jugendlichen erklären können. Zudem untersuchte die Studie, ob diese Mediationsprozesse in Kernfamilien mit beiden leiblichen Eltern anders verlaufen als in Trennungsfamilien (allein erziehende Mütter und Stiefvaterfamilien). Es wurden 368 Jugendliche (226 aus Kernfamilien, 142 aus Trennungsfamilien) im Durchschnittsalter von etwa 14 Jahren mittels Fragebögen befragt. Die Befunde der Querschnittanalysen zeigten, dass die Triangulationsprozesse tatsächlich zwischen Elternkonflikten und jugendlicher Depressivität vermittelten, wobei die Prozesse große Ähnlichkeiten, aber auch einige Besonderheiten in den zwei Familienformen aufwiesen.
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n Empirische Arbeit Psychologie in Erziehung und Unterricht, 2009, 56, 95 - 104 © Ernst Reinhardt Verlag München Basel Elterliche Konflikte und Depressivität Jugendlicher in Trennungsfamilien: Zur Rolle der Triangulation 1 Beate Schwarz Universität Basel Interparental Conflict and Adolescents’ Depressive Mood in Separated Families: The Role of Triangulation Summary: The study investigated whether triangulation such as parents’ pressure to side and the resulting loyalty conflicts of their off-spring explain the association between interparental conflict and adolescents’ depressive mood. Furthermore, it was tested whether these mediation processes differ in nuclear families with both biological parents as compared to separated families (single mothers and stepfather families). 368 adolescents (226 from nuclear families, 142 from separated families) with a mean age of 14 years were interviewed with questionnaires. Cross-sectional analyses showed that the triangulation processes were in fact mediators of interparental conflict and adolescents’ depressiveness. The processes were very similar in both family forms but also showed some specific patterns. Keywords: Divorce, interparental conflict, adolescent depression Zusammenfassung: Die Studie ging der Frage nach, ob Triangulationsprozesse wie elterlicher Koalitionsdruck und daraus resultierende Loyalitätskonflikte der Kinder die Zusammenhänge zwischen Elternkonflikten und der Depressivität von Jugendlichen erklären können. Zudem untersuchte die Studie, ob diese Mediationsprozesse in Kernfamilien mit beiden leiblichen Eltern anders verlaufen als in Trennungsfamilien (allein erziehende Mütter und Stiefvaterfamilien). Es wurden 368 Jugendliche (226 aus Kernfamilien, 142 aus Trennungsfamilien) im Durchschnittsalter von etwa 14 Jahren mittels Fragebögen befragt. Die Befunde der Querschnittanalysen zeigten, dass die Triangulationsprozesse tatsächlich zwischen Elternkonflikten und jugendlicher Depressivität vermittelten, wobei die Prozesse große Ähnlichkeiten, aber auch einige Besonderheiten in den zwei Familienformen aufwiesen. Schlüsselbegriffe: Scheidung, elterliche Konflikte, Depression Jugendlicher In Deutschland lebten im Jahr 2005 14 % der minderjährigen Kinder bei einem alleinerziehenden Elternteil, in 87 % der Fälle war dies die Mutter. In gut 40 % dieser Familien ging dem Alleinerziehen eine Scheidung voraus (Statistisches Bundesamt, 2006). Bisher vorliegende Forschungsbefunde über die Folgen einer elterlichen Scheidung zeigen, dass es zumindest langfristig große interindividuelle Unterschiede in der Entwicklung der Kinder gibt (s. Schmidt- Denter, 2005; Schwarz & Noack, 2002). In einem Überblicksartikel kommt Amato (1993) zu dem Schluss, dass die Konflikte der Eltern der wichtigste erklärende Faktor für diese Unterschiede sind. Da die elterlichen Konflikte nicht nur direkt, sondern vermittelt über dysfunktionale Familienprozesse wirken, war es das Ziel dieser Studie, die Frage zu klären, ob Triangulationsprozesse den Zusammenhang zwischen Elternkonflikten und der Depressivität der Ju- 1 Die Studie basiert auf den Daten des von der DFG geförderten Projekts „Familienentwicklung nach Trennung der Eltern“ unter Leitung von Sabine Walper und Klaus Schneewind (LMU München: Wa 949/ 3-1 bis 3-5 und 3,7) sowie Karl Lenz (Universität Dresden: Le 929/ 3-1 bis 3-3). 96 Beate Schwarz gendlichen mediieren. Angesichts der strukturellen Unterschiede zwischen Kern- und Trennungsfamilien wurde darüber hinaus untersucht, ob diese Mediationsprozesse in Familien nach Trennung und in Kernfamilien mit beiden leiblichen Eltern unterschiedlich verlaufen. Elternkonflikte Schon Emery (1982) verwies darauf, dass die Probleme von Scheidungskindern weniger auf das Ereignis der Scheidung als auf die elterlichen Konflikte zurückzuführen sind. Einige Studien haben in der Zwischenzeit aufgezeigt, dass anhaltende elterliche Konflikte nach der Trennung sowohl mit internalisierenden Problemen der Kinder (z. B. Vandewater & Lansford, 1998) wie auch mit externalisierenden Problemen (z. B. Ferguson, Horwood & Lynskey, 1992) zusammenhängen. Allerdings finden sich sehr ähnliche Befunde auch für Kinder aus Kernfamilien (Davies & Cummings, 1998; Harold, Fincham, Osborne & Conger, 1997) bzw. unterscheiden sich die Auswirkungen in Kern- und Trennungsfamilien nicht (Walper & Beckh, 2007). Eine Metaanalyse zu den Effekten der Elternkonflikte auf die Anpassung der Kinder über verschiedene Familientypen hinweg erbrachte nur mittlere Effektstärken (Reid & Crisafulli, 1990). Dies bedeutet, dass nicht alle Konflikte für jedes Kind gleichermaßen belastend sind. Aus der bisherigen Befundlage lassen sich jedoch einige Charakteristika von Konflikten identifizieren, die als besonders belastend gelten können: offen ausgetragene, häufige und intensive Konflikte, die ungelöst bleiben und/ oder bei denen das Kind Anlass des Konfliktes ist (Grych & Fincham, 1990). Mediatoren der negativen Auswirkungen von Elternkonflikten In Hinblick auf die Frage, wie Elternkonflikte die Entwicklung der Kinder beeinflussen, sind zunächst die internen Verarbeitungsprozesse der Kinder zu nennen. Einige Autoren betonen die Rolle der kognitiven Bewertung, d. h. das Ausmaß der Ängstigung, die von den Konflikten ausgelöst wird, und das Ausmaß, zu dem sich die Kinder selbst die Schuld für die Konflikte geben (Gerard, Buehler, Franck & Anderson, 2005; Grych & Fincham, 1990; Grych, Fincham, Jouriles & McDonald, 2000). Zudem scheint die emotionale Sensibilisierung, die durch verstärkte emotionale Reaktionen auf negative Erlebnisse und eine unsichere Repräsentation von Familienbeziehungen charakterisiert ist, eine weitere Erklärung für die negativen Entwicklungsfolgen von Elternkonflikten darzustellen (David & Murphy, 2004; Davies, Harold, Goeke-Morrey & Cummings, 2002). Aber die Elternkonflikte stoßen auch dysfunktionale Familienprozesse an, die sich ungünstig auf die Entwicklung der Kinder auswirken. Am häufigsten wurden die Erziehung und die Eltern-Kind-Beziehungen als Mediatoren untersucht. Zwei Metaanalysen zeigen, dass es einen positiven Zusammenhang zwischen der Qualität der Ehebeziehung und der Qualität der Eltern-Kind-Beziehung gibt (Erel & Burman, 1995) sowie einen negativen Zusammenhang zwischen den Elternkonflikten und der Erziehung (Krishnakumar & Buehler, 2000). Allerdings erklären diese beiden Aspekte nicht vollständig den Effekt der Elternkonflikte (Buchanan, Maccoby & Dornbusch, 1991; Harold et al., 1997). Ansätze aus der Familiensystemtheorie legen nahe, dass die Elternkonflikte die Grenzen zwischen dem Elternsubsystem und dem Kindersubsystem schwächen. Die Kinder können in die Konflikte der Eltern einbezogen werden und Triangulationsversuche erleben. Eine Triangulationsstrategie von Eltern kann darin bestehen, vom Kind eine Koalition gegen den anderen Elternteil einzufordern. Dies kann, auch bei Kindern im Jugendalter, zu Loyalitätskonflikten des Kindes führen, insbesondere, wenn es sich nicht für eine Seite entscheiden kann (Buchanan & Waizenhofer, 2001). Doch ist auch nicht auszuschließen, dass Loyalitätskonflikte auftreten, wenn es sich für einen und damit gegen den anderen Elternteil entscheidet. Elternkonflikte und Triangulation in Trennungsfamilien 97 Einige Studien haben gezeigt, dass Triangulationsprozesse mit vielfältigen Problemen der Kinder zusammenhängen (Buchanan, Maccoby & Dornbusch, 1991, 1996; Jacobvitz & Bush, 1996; Johnston, Campbell & Mayes, 1985; Kerig, 1995; Walper, Kruse, Noack & Schwarz, 2004; Walper & Schwarz, 2001). Darüber hinaus konnte gezeigt werden, dass die mit Konflikten einhergehenden Triangulationsprozesse erklären, wie Elternkonflikte zu internalisierenden und externalisierenden Problemen der Kinder sowie Schwierigkeiten in der Individuationsentwicklung führen können (Buchanan et al., 1991, 1996; Buchanan & Waizenhofer, 2001; Grych, Raynor & Fosco, 2004; Johnston et al., 1985; Walper et al., 2004; Walper & Schwarz, 2001). In der vorliegenden Studie sollen neben der Triangulation im Sinne des Koalitionsdrucks durch die Eltern auch die Loyalitätskonflikte mit einbezogen werden. Es wird angenommen, dass Elternkonflikte die Wahrscheinlichkeit von Koalitionsforderungen an die Kinder erhöhen und diese wiederum Loyalitätskonflikte in Gang setzen. Diese Gefühle des Hin- und Hergerissenseins sollten eher mit internalisierenden Problemen zusammenhängen, weshalb die Folgen für die Depressivität der Jugendlichen untersucht wird. Unterschiede zwischen Trennungs- und Kernfamilien Es wird weiterhin angenommen, dass sich die Prozesse in Trennungsfamilien und Kernfamilien unterscheiden, dass die Familienform also als Moderator wirkt. In einer Metaanalyse kommen Krishnakumar und Buehler (2000) zu dem Ergebnis, dass die Zusammenhänge zwischen Elternkonflikten und ungünstigem Erziehungsverhalten in Familien mit beiden leiblichen Eltern sehr viel stärker sind als in Trennungsfamilien. Dies mag damit zu erklären sein, dass in Kernfamilien die Kinder solchen Konflikten unmittelbarer ausgesetzt sind, da alle betroffenen Personen in einem Haushalt leben. In Hinblick auf Zusammenhänge von Elternkonflikten und der Entwicklung der Kinder kommen Buchanan und Waizenhofer (2001) bei Durchsicht der (wenigen) Literatur zu dem Schluss, dass keine eindeutigen Schlussfolgerungen über die Moderatorwirkung der Familienform gezogen werden können. So erscheint die empirische Evidenz zurzeit noch zu schwach, um eine gerichtete Erwartung in Hinblick auf Familienformunterschiede in den Zusammenhängen der Variablen zu formulieren. Zusammenfassend sind die Ziele dieser Studie: 1. für den Zusammenhang zwischen Elternkonflikten und Depressivität der Jugendlichen die mediierenden Effekte von Koalitionsdruck der Eltern und Loyalitätskonflikten der Jugendlichen zu untersuchen und 2. für diese Zusammenhänge den Moderatoreffekt der Familienform zu überprüfen. Methode Stichprobe Die Studie basiert auf den Daten der ersten Erhebungswelle der Längsschnittstudie „Familienentwicklung nach der Trennung“ aus dem Jahr 1996. Die Gesamtstichprobe zum ersten Messzeitpunkt umfasste 707 Kinder und Jugendliche im Alter zwischen 10 und 18 Jahren. Die Datenerhebungen erfolgten in Dresden, Essen, Halle, Leipzig und München. Das Design der Studie war so angelegt, dass zu jeweils etwa einem Drittel Kernfamilien, Familien mit allein erziehender Mutter und Stiefvaterfamilien vertreten waren, wobei die Familientypen nach Geschlecht und Alter der Kinder stratifiziert waren. Die vorliegenden Analysen beruhen auf einer reduzierten Stichprobe von 368 Kindern und Jugendlichen, da Familien ohne oder mit sehr seltenem Kontakt zum Vater keine Angaben zu den Elternkonflikten (n = 300) machten. Aufgrund unsystematisch fehlender Werte mussten weitere n = 39 Fälle ausgeschlossen werden. Das Durchschnittsalter der Jugendlichen lag bei 14.04 Jahren (SD = 1.83; Range 9.50 - 19.16). Die Jugendlichen wurden für einige Analysen in drei Altersgruppen unterteilt: bis 12 Jahre (Präadoleszenz), 13 - 14 Jahre (Frühe Adoleszenz), ab 15 Jahre (Mittlere Adoleszenz). Die Stichprobe bestand aus 53 % Jungen und 55 % Teilnehmern aus Westdeutschland. Es besuchten 64 % der Jugendlichen das Gymnasium, 34 % Haupt- und Realschule, 2 % hatten die Schule beendet. Gut gebildete Jugendliche waren 98 Beate Schwarz somit überrepräsentiert, vergleicht man die Zahlen mit Schülern der Klassenstufe 8 aus dem Jahr 1996, als bundesweit 30 % das Gymnasium besuchten (Kultusministerkonferenz der Bundesrepublik Deutschland, 2007). Diese Überrepräsentation ist jedoch nicht der Rekrutierung geschuldet, sondern der deutlich höheren Teilnahmebereitschaft von Schüler/ innen des Gymnasiums (Schwarz, 1997). Die Verteilung auf die drei Familientypen in der Analysestichprobe sah wie folgt aus: n = 226 Kernfamilien, n = 51 Stiefvaterfamilien und n = 91 allein erziehende Mütter (die starken Ausfälle aufgrund mangelnden Vaterkontaktes trafen ausschließlich die Trennungsfamilien, doch unterscheiden sich die Jugendlichen, die herausfallen, nicht von jenen, die in den Analysen bleiben, in Hinblick auf ihre Depressionswerte: t(734) = -.88 (ns). Die drei Familientypen unterschieden sich nicht in der Bildung, der Geschlechts- und Altersgruppenverteilung. Beide Arten von Trennungsfamilien waren im Schnitt schon lange getrennt, die Trennung war in Stiefvaterfamilien allerdings signifikant länger vergangen als bei den allein erziehenden Müttern (Stiefvaterfamilien: M = 8.14, SD = 4.10; Mutterfamilien: M = 6.55, SD = 4.15; t(140) = 2.20, p < .05). Verfahren Trainierte Interviewer (meist Psychologiestudentinnen) führten die standardisierten Interviews mit den Jugendlichen in den meisten Fällen in deren Zuhause durch. Die Interviews bestanden aus einem mündlichen und einem schriftlichen Teil. Die Jugendlichen erhielten jeweils 20 DM für ihre Teilnahme. Erhebungsinstrumente Alle hier verwendeten Indikatoren sind Selbstaussagen der Jugendlichen. Für alle im Folgenden vorgestellten Skalen wurden Mittelwerte über die Items berechnet. Elternkonflikte. Verwendet wurde eine deutsche Adaption der Children’s Perception of Interparental Conflict Scale, die in der Münchner Forschergruppe entwickelt wurde (Gödde & Walper, 2001). Hier wurden zwei der drei Subskalen verwendet. Konfliktpersistenz besteht aus acht Items und beschreibt die Häufigkeit wie auch den unversöhnlichen Ausgang der Konflikte (Bsp.: „Nach einem Streit sind meine Eltern weiter gemein zueinander.“). Die Skala Kind als Konfliktanlass besteht aus drei Items, die beschreiben, dass die Eltern über das Kind streiten und dass sich das Kind für die Elternkonflikte verantwortlich macht (Bsp.: „Meine Eltern streiten sich über Sachen, die ich mache.“). Alle Items wurden auf einem fünfstufigen Häufigkeitsrating beantwortet (1 = „nie“ bis 5 = „sehr oft“). Die internen Konsistenzen dieser Skalen waren gut (Konfliktpersistenz: a = .90; Kind als Konfliktanlass: a = .76) . Triangulation. In Anlehnung an Buchanan et al. (1991) wurden in der Münchner Forschergruppe zwei Subskalen entwickelt. Die Skala Koalitionsdruck besteht aus sechs Items. Je drei Items beschreiben parallel die Versuche von Mutter und Vater, eine Koalition mit dem Kind gegen den anderen Elternteil zu bilden (Bsp.: „Mein Vater versucht, mich gegen meine Mutter auf seine Seite zu ziehen.“ ). Die Items wurden anhand eines fünfstufigen Antwortformats beantwortet (1 = „nie“ bis 5 = „sehr oft“). Die internen Konsistenzen waren gut (Kernfamilien a = .73; Stiefvaterfamilien a = .75; Mutterfamilien a = .79). Die Skala Loyalitätskonflikte beschreibt mit sechs Items die Gefühle der Jugendlichen, dass sie nicht zur gleichen Zeit beide Eltern lieben können (Bsp.: „Ich fühle mich zwischen meinen Eltern hin- und hergerissen.“). Die Items dieser Skala hatten ein vierstufiges Antwortformat (1 = „stimmt gar nicht“ bis 4 = „stimmt völlig“). Die internen Konsistenzen waren auch hier gut (Kernfamilien a = .77; Stiefvaterfamilien a = .84; Mutterfamilien a = .80). Depressivität der Jugendlichen. Hier wurde die deutsche Version der CES-D von Hautzinger und Bailer (1993) verwendet. Das Instrument besteht aus 15 Items. Die Jugendlichen sollten angeben, wie sie sich in der letzten Woche gefühlt hatten (Bsp.: „Während der letzten Woche …: … haben mich Dinge beunruhigt, die mir sonst nichts ausmachen.; … war ich traurig. “) und beantworteten die Items auf einer vierstufigen Ratingskala (1 = „selten oder gar nicht“ bis 4 = „meistens“). Die internen Konsistenzen waren gut (Kernfamilien a = .82; Stiefvaterfamilien a = .85; Mutterfamilien a = .83). Ergebnisse Es werden zunächst die Familienformunterschiede in den sechs Indikatoren dargestellt. Es wurden univariate Familienform x Geschlecht x Altersgruppe-Varianzanalysen berechnet. Wegen der geringen Zellenbesetzungen wurden Elternkonflikte und Triangulation in Trennungsfamilien 99 nur die Zweifachinteraktionen zugelassen. Die deskriptiven Daten für die Familienformen und die Altersgruppen werden in Tabelle 1 dokumentiert. Die Varianzanalysen zeigten, dass sich die Familienformen in Hinblick auf die Konfliktpersistenz (F(2, 354) = 16.84, p < .001) und die Skala Kind als Konfliktanlass (F(2, 354) = 6.02, p < .05) unterschieden. Kontrastberechnungen mit den Kernfamilien als Referenzgruppe verwiesen darauf, dass die Konfliktpersistenz in Mutterfamilien signifikant höher ausgeprägt war als in Kernfamilien, die Stiefvaterfamilien lagen dazwischen. Umgekehrt wurde das Kind in Kernfamilien häufiger Konfliktanlass als in Mutter- und in Stiefvaterfamilien. Darüber hinaus stieg die Konfliktpersistenz mit dem Alter an (F(2, 354) = 8.04, p < .001). Die Familien unterschieden sich auch im AusmaßdesKoalitionsdrucks (F(2,354) = 31.41, p < .001), aber nicht im Ausmaß der Loyalitätskonflikte (F(2, 354) = 2.47, ns). Sowohl die Jugendlichen aus Stiefvaterfamilien wie jene mit allein erziehender Mutter erfuhren einen signifikant höheren Koalitionsdruck als Jugendliche aus Kernfamilien. Je älter die Jugendlichen waren, desto mehr Koalitionsdruck spürten sie (F(2, 354) = 6.26, p < .01). In Hinblick auf die Loyalitätskonflikte ergab sich eine signifikante Interaktion von Familienform und Altersgruppe (F(4, 354) = 2.56, p < .05). In den Kernfamilien gab es keine Altersgruppenunterschiede. In den Stiefvaterfamilien zeigte die mittlere Altersgruppe die höchsten Loyalitätskonflikte, während in den Mutterfamilien diese Altersgruppe die niedrigsten Loyalitätskonflikte berichtete. Aufgrund der kleinen Zellenbesetzungen sollten die Befunde allerdings mit Vorsicht betrachtet werden (Stiefvaterfamilien: n zwischen 16 und 19). Die Familienformen unterschieden sich nicht in der Depressivität der Jugendlichen (F(2,354) = .35, ns). Mädchen hatten höhere Depressionswerte (M = 1.59, SD = .44) als Jungen (M = 1.46, SD = .34; F(1, 354) = 5.59, p < .05). Verglichen mit Normwerten für die 20-Item-Version der ADS mit im Schnitt 15.36 Jahre alten Jugendlichen lagen diese Werte unter dem Durchschnitt der Normierungsstichprobe (Meyer & Hautzinger, 2001). Mit dem Alter stieg die Depressivität (F(2, 354) = 5.71, p < .01). Triangulationsprozesse als Mediatoren und Familienform als Moderator Die beiden Forschungsfragen der Studie, ob Triangulation ein Mediator für die Zusammenhänge von Elternkonflikten und Depressivität der Jugendlichen ist und ob sich diese Mediationsprozesse je nach Familienform unterscheiden, wurden mit Hilfe von Pfadanalysen getrennt für die zwei Gruppen von Familien mit Konfliktpersistenz a Kind als Konfliktanlass a Koalitionsdruck a Loyalitätskonflikte b Depressivität der Jugendlichen b Familienformen Kernfamilien (n = 221) 1.72 (.65) 1.79 (.66) 1.60 (.51) 1.35 (.44) 1.52 (.40) Stiefvaterfamilien (n = 49) 1.87 (.83) 1.53 (.54) 1.89 (.54) 1.34 (.40) 1.55 (.45) Mutterfamilien (n = 88) 2.26 (1.01) 1.58 (.62) 2.12 (.67) 1.47 (.53) 1.49 (.37) Altersgruppen Präadoleszenz (n = 126) 1.71 (.76) 1.60 (.63) 1.66 (.59) 1.39 (.45) 1.45 (.31) Frühe Adoleszenz (n = 115) 1.86 (.74) 1.65 (.56) 1.78 (.50) 1.39 (.43) 1.52 (.39) Mittlere Adoleszenz (n = 117) 2.06 (.89) 1.86 (.70) 1.86 (.68) 1.37 (.50) 1.59 (.47) Tabelle 1: Mittelwerte und in Klammern Standardabweichungen für die sechs Indikatoren der Analysen, getrennt nach Familienformen und nach Altersgruppen Anmerkungen: a Skalenrange 1 - 5. b Skalenrange 1 - 4. Hohe Werte entsprechen hoher Zustimmung. 100 Beate Schwarz einem anschließenden Gruppenvergleich mit dem Programm AMOS (Arbuckle, 1997) berechnet. Die beiden Arten von Trennungsfamilien wurden zusammengefasst, um eine mit den Kernfamilien vergleichbare und für die Analysen ausreichende Stichprobengröße zu erreichen (Kernfamilien n = 226; Trennungsfamilien n = 142). In Hinblick auf die betrachteten Familienvariablen (Elternkonflikte und Triangulationsprozesse der leiblichen Eltern) befinden sich Jugendliche beider Familienformen in vergleichbarer Situation (der leibliche Vater lebt nicht mit ihnen) und unterscheiden sich darin von den Kernfamilien. Zudem schien das Vorgehen aufgrund der geringen Mittelwertsunterschiede und ähnlichem Zusammenhangsmus- 1 2 3 4 5 6 1 Konflikpersistenz .57*** .58*** .49*** .27*** .23** 2 Kind als Konfliktanlass .45*** .30*** .49*** .35*** .23** 3 Koalitionsdruck .58*** .22*** .36*** .17** .16** 4 Loyalitätskonflikte .39*** .35*** .48*** .40*** -.00 5 Depressivität .20** .21** .31*** .25** .15* 6 Alter .18* .04 .16* .05 .16* Tabelle 2: Interkorrelationen der Indikatoren im Pfadmodell, getrennt für Jugendliche aus Kernfamilien (n = 226) und Trennungsfamilien (n = 142) Anmerkungen: Koeffizienten über der Diagonale sind Korrelationen der Kernfamilien; Koeffizienten unter der Diagonale sind Korrelationen der Trennungsfamilien. * p < .05 ** p < .01 *** p < .001; einseitige Signifikanz Abbildung 1: Triangulationsprozesse als Mediatoren der Zusammenhänge von Elternkonflikten und Depressivität Jugendlicher; Ergebnisse der Pfadanalysen Anmerkungen: Ergebnisse der Trennungsfamilien in Klammern. Pfade mit signifikanten Koeffizienten fett gedruckt. + signifikant unterschiedliche Pfadkoeffizienten für die Familienformen. Korrelationen der Prädiktoren s. Tabelle 2. Elternkonflikte und Triangulation in Trennungsfamilien 101 ter gerechtfertigt. Die Interkorrelationen der Indikatoren getrennt für die beiden Gruppen werden in Tabelle 2 dokumentiert. In Abbildung 1 werden die Modelle für Kern- und Trennungsfamilien zusammen dargestellt. Alter und Geschlechtseffekte wurden nur dann berücksichtigt, wenn sie in wenigstens einer der beiden Gruppen einen signifikanten Effekt hatten. Die Modellanpassung für beide Familienformen war nach den Kriterien von Kline (1998) zufriedenstellend (s. Abbildung 1). Betrachtet man zunächst die Mediationsprozesse in den Kernfamilien, so gingen häufige und unversöhnliche Konflikte (Konfliktpersistenz) mit mehr Koalitionsdruck der Eltern einher. Diese zeigten zwar keinen direkten Zusammenhang mit der Depressivität der Jugendlichen, doch eine signifikante, wenn auch schwache Verbindung zu den Loyalitätskonflikten. Die Konfliktpersistenz und die Konflikte, die das Kind zum Anlass haben, gingen mit einer Erhöhung der Loyalitätskonflikte einher, und diese wiederum mit höherer Depressivität der Jugendlichen. Die zentrale mediierende Variable für den Zusammenhang von Elternkonflikten und Depressivität der Jugendlichen in Kernfamilien scheint demnach das Gefühl von Loyalitätskonflikten zu sein. Es ist allerdings einzuräumen, dass die Modellanpassung für Kernfamilien signifikant besser war, wenn die direkten Pfade zwischen Elternkonflikten und Depressivität aufgenommen wurden ( ∆c 2 (2, n = 226) = 6.36, p < .05), wobei nur die Wahrnehmung der Jugendlichen in Kernfamilien, Anlass für Elternkonflikte zu sein, einen direkten, positiven Zusammenhang mit Depressivität hatte. Damit scheinen die Triangulationsprozesse zumindest für diesen Zusammenhang keine starken Mediatoren zu sein. Aus Gründen der Vergleichbarkeit mit den Trennungsfamilien wird allerdings nur das Modell ohne direkte Effekte dokumentiert. Die Befunde für die Trennungsfamilien sind in Abbildung 1 in Klammern aufgeführt. Auch in Trennungsfamilien ging eine starke Konfliktpersistenz mit einem erhöhten Koalitionsdruck der Eltern einher. Dieser hing zudem mit stärkeren Loyalitätskonflikten zusammen, aber auch mit mehr Depressivität der Jugendlichen. Die Konfliktpersistenz zeigte keinen Zusammenhang mit den Loyalitätskonflikten, aber wie schon in den Kernfamilien empfanden Jugendliche, die sich häufiger als Anlass der Konflikte der Eltern sahen, mehr Loyalitätskonflikte. In Trennungsfamilien hingen aber die Loyalitätskonflikte nicht mit der Depressivität der Jugendlichen zusammen. Somit sind in Trennungsfamilien die Mediationsprozesse auf den Koalitionsdruck beschränkt. Der Einbezug der direkten Pfade zwischen Elternkonflikten und Depressivität brachte keine signifikante Verbesserung ( ∆c 2 (2, n = 142) = 3.53, ns), dies spricht für die Mediationshypothese in den Trennungsfamilien. Der Gruppenvergleich für das Gesamtmodell, wie es in Abbildung 1 gezeigt wird, ergab keinen signifikanten Unterschied zwischen Kern- und Trennungsfamilien ( c 2 (8, n = 368) = 11.22, ns). In weiteren Analysen wurden Unterschiede einzelner Pfade getestet: (a) zwischen Konfliktpersistenz und Loyalitätskonflikten, (b) zwischen Koalitionsdruck und Depressivität und (c) zwischen Loyalitätskonflikten und Depressivität. Der Vergleich für (a) war nur knapp nicht signifikant ( ∆c 2 (1, n = 368) = 3.83, ns). Doch der Unterschied zwischen Kern- und Trennungsfamilien für Pfad (c) war signifikant ( ∆c 2 (1, n = 368) = 6.90, p < .01). Zusammenfassend lässt sich festhalten, dass die Triangulationsprozesse, die den Zusammenhang zwischen Elternkonflikten und der Depressivität der Jugendlichen zum Teil erklären konnten, in Kern- und Trennungsfamilien sehr ähnlich ausfielen. In beiden Familienformen empfanden die Jugendlichen, wenn sie häufiger Konfliktanlass waren, mehr Loyalitätskonflikte, und bei hoher Konfliktpersistenz mehr Koalitionsdruck. Doch nur in Kernfamilien gingen Loyalitätskonflikte mit erhöhter Depressivität einher, dafür war der Zusammenhang zwischen Koalitionsdruck und Depressivität in den Trennungsfamilien etwas stärker. Ergänzende Analysen verwiesen darüber hinaus darauf, dass es in Kernfamilien einen direkten Zusammenhang zwischen den Konflikten 102 Beate Schwarz mit dem Kind als Anlass und der Depressivität der Jugendlichen gab. Die (ebenso hohe) Depression der Jugendlichen aus Trennungsfamilien hat möglicherweise noch andere Korrelate. Diskussion Die Mittelwertsvergleiche zeigten, dass Jugendliche aus Trennungsfamilien zwar eine stärkere Konfliktpersistenz erlebten und mehr Koalitionsdruck durch die Eltern als Jugendliche aus Kernfamilien, dass sie sich aber seltener als Anlass elterlicher Konflikte sahen als Letztere. Alle befragten Jugendlichen lebten bei ihrer Mutter, somit waren die leiblichen Väter in Trennungsfamilien seltener mit dem (Fehl-)Verhalten ihrer Kinder konfrontiert. Aus den Interviews war zudem zu entnehmen, dass die wesentliche Erziehungsverantwortung den Müttern überlassen blieb. Insgesamt scheinen die Eltern in Trennungsfamilien demnach weniger Anlass zu haben, sich über Angelegenheiten der Kinder zu streiten. In der Erfahrung von Loyalitätskonflikten und dem Empfinden von Depressivität unterschieden sich Jugendliche aus Trennungsfamilien nicht von Jugendlichen aus Kernfamilien. Diese Befunde stehen in Einklang mit einer Metaanalyse von Amato und Keith (1991), nach der zwischen Scheidungs- und Kernfamilien gerade im Ausmaß der internalisierenden Probleme nur geringe Unterschiede nachzuweisen waren. Auch in Hinblick auf das Mediationsmodell gab es Gemeinsamkeiten zwischen den beiden Familienformen. Triangulationsprozesse erklärten einen Teil der Zusammenhänge zwischen den Elternkonflikten und der Depressivität der Jugendlichen. Der erlebte Koalitionsdruck, den die Jugendlichen von den Eltern erfuhren, war dabei in Trennungsfamilien enger mit der Depressivität verbunden, in Kernfamilien hingegen die Loyalitätskonflikte. Da aber in den Kernfamilien der Koalitionsdruck indirekt über eine Erhöhung der Loyalitätskonflikte mit der Depressivität zusammenhing, kann man nicht schlussfolgern, dass Koalitionsdruck für Jugendliche aus Kernfamilien irrelevant wäre. Umgekehrt zeigten weitere Analysen mit diesem Datensatz, dass die Loyalitätskonflikte auch in Trennungsfamilien negative Zusammenhänge, speziell mit der Individuationsentwicklung der Jugendlichen, aufwiesen (Walper et al., 2004; Walper & Schwarz, 2001). Die Studie von Walper und Schwarz (2001) zeigte, dass der Koalitionsdruck durch die Mutter mit einem emotionalen Rückzug von ihr zusammen hing. Die vorliegenden Analysen könnten als Hinweis gesehen werden, dass diese Strategie, die insbesondere Jugendlichen, weniger jüngeren Kindern, zur Verfügung steht, eher mit ungünstigem Befinden der Jugendlichen einhergehen könnte. Aufgrund der Querschnittdaten lässt sich letztendlich aber nicht entscheiden, ob nicht die depressiven Jugendlichen dazu neigen, die Familienprozesse problematischer zu bewerten. Betrachtet man die Varianzaufklärung in den Modellen und den Befund, wonach zwei Effekte in den Kernfamilien marginal bzw. signifikant stärker ausgeprägt waren als in Trennungsfamilien, kann man den vorsichtigen Schluss ziehen, dass die dysfunktionalen Familienprozesse eine leicht stärkere Bedeutung in Kernfamilien haben. Dieser Befund steht in Einklang mit der Metaanalyse von Krishnakumar und Buehler (2000), die ebenfalls stärkere Zusammenhänge zwischen Elternkonflikten und Familienprozessen für Kernfamilien fanden. In Kernfamilien sind die Jugendlichen den Elternkonflikten unmittelbarer ausgesetzt, dies könnte eine Erklärung sein. Allerdings sollten die Unterschiede nicht überinterpretiert werden, angesichts der wenigen tatsächlich signifikanten Unterschiede. Die Interpretation der Befunde, insbesondere von Kausalwirkungen, ist aufgrund des Querschnittcharakters der Daten eingeschränkt. Längsschnittauswertungen sollten in Zukunft die Richtung der Effekte klären. Die Zusammenhänge sind durch die Nutzung nur einer Datenquelle, der Jugendlichen, möglicherweise überschätzt. Doch folgten wir hier den theoretischen Überlegungen von Grych und Fincham (1990), dass die Wahrnehmung und Interpretation der Kinder wesentlich für die Wirkung Elternkonflikte und Triangulation in Trennungsfamilien 103 der Elternkonflikte ist. Zudem sind die Jugendlichen für Angaben zum eigenen Befinden zumindest in nicht klinischen Stichproben die verlässlichere Quelle. Die Verteilungseigenschaften der Indikatoren in der Studie sind nicht optimal, betrachtet man die Schiefe und geringe Varianz. Dies mag zu den eher mäßigen Zusammenhängen zwischen den Variablen beigetragen haben. Insgesamt fügt die Studie aber unserem Verständnis der Auswirkungen von Elternkonflikten wichtige Erkenntnisse bei, indem sie auf die Bedeutung von Triangulationsprozessen hinweist. Sie stärkt damit familiensystemische Ansätze in der Behandlung von Kindern und Jugendlichen. Darüber hinaus zeigt die Studie, dass dysfunktionale Familienprozesse in verschiedenen Familienformen ähnliche Muster aufweisen. Damit kann man abschließend und in Übereinstimmung mit einigen früheren Studien sagen, dass weniger die Familienform als die Qualität der Familienbeziehungen für die Entwicklung von Kindern und Jugendlichen entscheidend ist. Literatur Amato, P. R. (1993). Children’s adjustment to divorce: Theories, hypotheses, and empirical support. Journal of Marriage and the Family, 55, 23 - 38. Amato, P. R. & Keith, B. (1991). Parental divorce and the well-being of children: A meta-analysis. Psychological Bulletin, 110, 26 - 46. Arbuckle, J. L. (1997). AMOS user’s guide. Chicago, IL: SmallWaters Corporation. Buchanan, C. M., Maccoby, E. E. & Dornbusch, S. M. (1991). Caught between parents: Adolescents’ experience in divorced homes. Child Development, 62, 1008 - 1029. Buchanan, C. M., Maccoby, E. E. & Dornbusch, S. M. (1996). Adolescents after divorce. 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