Logo: Tidsskrift for norsk psykologforening

Vitenskapelig artikkel

ødelagt printer Del
Tidsskrift for Norsk psykologforening, Vol 44, nummer 3, 2007, side 236-247 Relaterte saker

Mestring hos ungdom: Validering av en norsk oversettelse av Adolescent Coping Orientation for Problem Experiences

Ingunn Skre

Institutt for psykologi, Universitetet i Tromsø

Yngvild Arnesen

Institutt for psykologi, Universitetet i Tromsø

Camilla Breivik

Institutt for psykologi, Universitetet i Tromsø

Lars Inge Johnsen

Institutt for psykologi, Universitetet i Tromsø

Bas Verplanken

Institutt for psykologi, Universitetet i Tromsø

Catharina E. Wang

Institutt for psykologi, Universitetet i Tromsø

A-cope er et måleinstrument som kartlegger hvordan ungdommer mestrer problemer. Instrumentet er velegnet for å måle endringer etter intervensjoner, for eksempel skoleprogrammer.

Mestring hos ungdom: Validering av en norsk oversettelse av Adolescent Coping Orientation for Problem Experiences

A-cope er et måleinstrument som kartlegger hvordan ungdommer mestrer problemer. Instrumentet er velegnet for å måle endringer etter intervensjoner, for eksempel skoleprogrammer.

Takk til ungdomsskoleelevene som deltok i undersøkelsen, og til Oddgeir Friborg og Odin Hjemdal, som lot oss bruke READ.

Innledning

Mål på mestring kan være gode verktøy for kartlegging av ungdoms psykiske helse. Mestringbegrepets relasjon til psykisk helse er fortsatt uavklart. Man har lenge hatt en grunnleggende antakelse om at noen former for mestring er sterkere knyttet til god psykisk helse enn andre (Lazarus & Folkman, 1984). Nyere forskning bekrefter at det er forbindelser mellom ulike typer mestring og psykisk helse, men sammenhengene er ikke nødvendigvis enkle og lineære (Compas, Connor-Smith, Saltzman, Thomsen & Wadsworth, 2001). Kognitiv psykologi og positiv psykologi er to relativt nye paradigmer i synet på psykisk helse. Automatiske negative tanker (Beck, 1967, 1976) og resiliens (Garmezy & Nuechterlein, 1972) er begreper som antas å ha ulikt forhold til mestring, hvorav det første antas å henge sammen med dårlig psykisk helse, mens det andre henger sammen med god psykisk helse. Å validere mål for mestring mot mål for negativ tenkning og resiliens kan derfor gi oss kunnskap om hvordan disse tre begrepene faktisk forholder seg til hverandre. Det stilles stadig nye krav til dokumenterbar valid måling av psykologiske begreper. I denne artikkelen vil vi presentere utarbeidelsen og utprøvingen av en norsk versjon av Adolescent Coping Orientation for Problem Experiences (A-cope) (Patterson & McCubbin, 1987, 1991).

Stress og mestring i ungdomstiden

Ungdom møter stadig utfordringer som krever mestring i nye og ukjente situasjoner. Modningsprosessen innebærer at ungdoms mestringsstil er utforskende og i forandring. Denne perioden i livet kjennetegnes av store forandringer både biologisk, kognitivt og sosialt (Alsaker, 1995; Kroger, 2000). Den unges kropp gjennomgår en rekke fysiske forandringer, utvikling av kognitiv kapasitet fører til mer kompleks og abstrakt tenkning, den unge får en ny rolle i familien, forholdet til venner forandrer seg, og det stilles høyere krav til skolesprestasjoner. Ungdom forholder seg til disse forandringene på ulikt vis. Enkelte kan oppleve stress som de har vansker med å mestre på en hensiktsmessig måte. I tillegg til de naturlige forandringene opplever mange unge stress i forhold til eget utseende og status i vennegjengen (Keefe & Berndt, 1996; Parker et al., 1995). Hvilken mening man tillegger hendelser som oppleves stressende, er avgjørende for individers psykiske helse.

Depresjon blant ungdom er et økende problem (Norsk Psykologforening, 2002, s. 46). Å oppleve depresjon i ung alder kan få alvorlige konsekvenser. Ungdom hemmes i en viktig utviklingsfase. På kort sikt kan depresjon hos ungdom ha sammenheng med dårligere prestasjoner på skolen (Aunola, Stattin & Nurmi, 2000), rusmisbruk (Green & Ritter, 2000), kriminell atferd (Windle, 1992) og selvmord (Carlson & Cantwell, 1982; Simons & Murphy, 1985). Det er vel etablert i litteraturen at fra og med ungdomsalderen er jenter betydelig mer plaget med depresjon og andre internaliseringssymptomer enn gutter (Allgood-Merten, Lewinsohn & Hops, 1990).

Mestring og negative tanker

Abramson og medarbeidere (Abramson, Alloy, Hankin, et al., 2002) ser funksjonell mestring i et selvreguleringsperspektiv hvor individet enten løser problemet (Folkman & Lazarus, 1980; Lazarus, 1966), distanserer seg fra problemet (Lazarus, 1966; Maddi & Hightower, 1999) eller omdefinerer problemet (Maddi & Hightower, 1999; Pearlin & Schooler, 1978). Motsatsen til dette er at individet blir fanget i påtrengende og vedvarende tanker om vanskene. Denne grublingen fører til at individet blir enda mindre i stand til å finne en løsning på problemet, og heller ikke greier å distansere seg fra problemet eller omdefinere det. Slik grubling er også et hyppig problem ved depresjoner (Nolen-Hoeksema, 1991). Denne mestringsmodellen har klare likhetstrekk med problemfokusert, vurderingsfokusert, og emosjonsfokusert mestring (Folkman & Lazarus, 1980; Lazarus, 1966; Moos & Billings, 1982; Pearlin & Schooler, 1978). Selvregulering er også interessant i et utviklingsperspektiv, da man kan anta at selvreguleringen er umoden hos ungdom.

Beck (1967) utviklet sin depresjonsmodell med tanke på voksne, men senere studier har vist at negative automatiske tanker også er til stede ved depresjon hos ungdom (Deal & Williams, 1988; McCauley, Mitchell, Burk & Moss, 1988; Moilanen, 1995). Forskning på negative automatiske tanker har i all hovedsak vært rettet mot innhold og frekvens av slike tanker (Hollon & Kendall, 1980). Imidlertid kan negative automatiske tanker også bli forstått på et prosessnivå. Et eksempel på dette er i hvilken grad individet har en tendens til å gruble over sine problemer (Nolen-Hoeksema, 1991). Studier har for eksempel vist at kvinner i større grad enn menn har en tendens til å gruble (Nolen-Hoeksema, 1987; Tamres, Janicki & Helgeson, 2002). Prosessperspektivet på negative tanker er videreført av Verplanken, Friborg, Wang, Trafimow og Woolf (2007). De betrakter negative tanker om seg selv som en mental vane, og hevder at det ikke bare er det negative innholdet i slike tanker som fører til økt sårbarhet for depresjon, men også den kognitive prosessen som fører til disse tankene.

Mestring og psykisk helse

Jenter og gutter mestrer problemer i ungdomstiden på ulike måter (Copeland & Hess 1995; Frydenberg & Lewis, 1993; Plancherel, Bolognini & Halfon, 1998). En studie indikerer at gutter benytter fysisk aktivitet som mestringsstrategi i større grad enn jenter, mens jenter bruker sosial støtte, ønsketenkning og spenningsreduserende strategier oftere enn guttene (Frydenberg & Lewis, 1993). Copeland og Hess (1995) hevder at jenter oftere enn gutter mestrer vanskelige situasjoner ved å engasjere seg i sosiale relasjoner og skape reelle eller kognitive endringer. Gutter derimot benytter vanligvis stressreduserende aktiviteter som mestringsstrategi når de møter vanskeligheter (Copeland & Hess, 1995). En metaanalyse av nyere forskning på mestring har funnet at kvinner generelt bruker flere mestringsstrategier enn menn, og at kvinner også totalt sett mestrer mer enn menn (Tamres et al., 2002).

Recklitis og Noams (1999) studie støtter ideen om at mestring er en viktig dimensjon ved studiet av ungdoms psykiske helse. Mens flere undersøkelser har vist at biologiske og miljømessige stressorer har betydning for ungdoms psykiske velvære, viser denne studien at den unges mestringsstrategier har stor betydning for deres tilpasning og psykiske helse. Det er ifølge denne studien en sammenheng mellom den unges mestringsstrategier og psykologiske utvikling, i form av blant annet kognitiv modning og sosial tilpasning. Gode mestringsstrategier, for eksempel å støtte seg til andre eller å finne ut av hvordan problemet kan takles, kan redusere den negative effekten som den negative hendelsen har på den unge. Dysfunksjonelle mestringsstrategier, for eksempel å la frustrasjonen gå ut over andre, flykte fra problemene ved å bruke rusmidler, eller å skade seg selv, vil derimot kunne øke stressnivået og bidra til redusert psykisk helse (Compas et al., 1993).

Mestring og resiliens

Utvikling av hensiktsmessige mestringsstrategier antas å inngå i en sunn tilpassing og god psykisk helse. Hvordan barn og unge mestrer stress er sentralt i forskning på resiliens (Erikson, Feldman & Steiner, 1997; Garmezy & Masten, 1986). Negative hendelser kan påvirke mennesker forskjellig. Noen lar seg lett knekke av belastninger, mens andre håndterer problemene sine på en effektiv måte. Dette siste fenomenet kalles resiliens (Borge, 2003). Resiliens defineres som individets positive tilpasning, eller demonstrasjon av normal utvikling, på tross av risiko og motgang (Luthar, Cicchetti & Becker, 2000; Masten & Reed, 2002). Resiliens og mestring benyttes om hverandre i internasjonal litteratur. Borge (2003) påpeker at resiliens er vesensforskjellig fra mestring ved at resiliens bare kan forstås i sammenheng med god fungering under stress, mens mestring kan forstås som god, mangelfull eller dårlig. Et godt norsk ord for resiliens er «herdighet», en betegnelse som oftest blir brukt om klimatilpasningen hos planter. I det inngår forståelsen av at man først blir resilient når man er herdet gjennom motgang. Noen sentrale karakteristikker ved resiliens, eller faktorer som bidrar til utvikling av resiliens, er personlig kompetanse, samhold i familien, struktur og regler (Werner & Smith, 1989). Mestring kan forstås som atferd, mens resiliensfaktorer kan forstås som ressurser hos individet, eller i miljøet, som leder til positive mestringsstrategier. Hjemdal og medarbeidere (Hjemdal, Friborg, Stiles, Martinussen & Rosenvinge, 2006) fant kjønnsforskjeller i resiliens under utviklingen av et måleinstrument for resiliens hos ungdom (Resilience Scale for Adolescents, READ). De fant at jenter skårer høyere på sosiale resurser, mens gutter skårer høyere på personlig kompetanse. Disse forskjellene utjevnes i totalskåren på resiliens. Man kan anta at individer som skårer høyt på resiliens, har funksjonell selvregulering og derved også god mestring.

Måling av mestringsstrategier hos ungdom

Da hensiktsmessige mestringsstrategier kan være viktige elementer i forebyggingen av psykiske vansker blant ungdom (Compas et al., 1989; Compas et al., 1993; Compas et al., 2001; DuBois, Felner, Brand, Adan & Evans, 1992; Hammen et al., 1991), er det viktig å kartlegge hvilke mestringsstrategier denne gruppen benytter. Det er derfor nødvendig med gode måleinstrumenter som kan fange opp mestringsstrategiene. Et slikt måleinstrument må være validert i forhold til aldersgruppen det skal brukes på.

Det finnes flere engelskspråklige skalaer som er mye brukt og oversatt til flere andre språk (Compas et al., 2001; Fanshaw & Burnett, 1991; Frydenberg & Lewis, 1993, Patterson & McCubbin, 1987; Spirito, Stark & Williams, 1988). Ungdoms valg av mestringsstrategier er ikke alltid knyttet til et spesifikt problem. De utvikler ofte et sett av mestringsstrategier som de benytter på flere områder. Studier har vist at ungdoms mestringsstrategier er stabile over ulike problemer og utfordringer (Compas, Malcarne & Fondacaro, 1988; Wills, 1986). Imidlertid oppfatter man mestring hos ungdom som multidimensjonell og kompleks (Compas et al., 2001)

Adolescent Coping Orientation for Problem Experiences (A-cope) (Patterson & McCubbin, 1991) er et måleinstrument som kartlegger hvordan ungdom generelt mestrer problemer, og har vist seg å være et reliabelt instrument for å måle ungdoms mestringsatferd. A-cope er med hell brukt i en rekke studier som omhandler ungdoms mestring (Copeland & Hess, 1995; Halvarsson, Lunner & Sjödèn, 2001; Patterson & McCubbin, 1987; Plancherel & Bolognini, 1995), og er velegnet for å måle endringer etter intervensjoner, for eksempel skoleprogrammer (Copeland & Hess, 1995).

Halvarsson og medarbeidere (2001) har utviklet en svensk utgave av A-cope (A-cope-S). I den prosessen ekskluderte forfatterne de delene av instrumentet som omhandlet å søke åndelig støtte og profesjonell hjelp. De begrunner dette med at det er kulturforskjeller på hvordan svensk og amerikansk ungdom mestrer sine problemer. Disse funnene understreker betydningen av å validere A-cope på en norsk ungdomspopulasjon før instrumentet tas i bruk i relevant forskning.

Formål med studien

Formålet med denne undersøkelsen var først å oversette A-cope fra engelsk til norsk og undersøke faktorstrukturen i den norske versjonen. I og med at de eksisterende studiene av A-cope har funnet ulike faktorløsninger (Halvarsson et al., 1999; Plancherel, Bolognini & Halfon, 1998), var det hensiktsmessig å foreta en eksplorerende faktoranalyse av den norske oversettelsen. Den refererte litteraturen har vist at det er kjønnsforskjeller i mestring, og slike forskjeller er også blitt påvist i ulike studier som har benyttet A-cope (Patterson & McCubbin, 1987; Plancherel et al., 1998; Recklitis & Noam, 1999). Da det anbefales å se mestring som multidimensjonelt, og da ulike mestringsstrategier ikke nødvendigvis er «gode» eller «dårlige» (Compas et al., 2001), har vi valgt å validere A-cope både i forhold til et mål på negativ psykisk fungering og til et mål på positiv psykisk helse. Vi har validert A-cope mot Habit Index of Negative Thinking (HINT) (Verplanken et al. 2007) og Resilience Scale for Adolescents (READ) (Hjemdal et al., 2006). I samsvar med den tidligere refererte litteraturen antar vi at negativ tenkning og positiv mestring vil divergere, i og med at negativ tenkning som vane kan forstås som en dysfunksjonell mestringsstrategi. Videre er det i litteraturen knyttet en sammenheng mellom mestring og resiliens. Vi forventer således at positiv mestring og resiliens vil konvergere. Vi har følgende formål med studien:

  • Å undersøke faktorstrukturen i den norske versjonen av A-cope.
  • Å undersøke om jenter og gutter vil skåre forskjellig på A-cope.
  • Å undersøke sammenhengen mellom A-cope og Habit Index of Negative Thinking (HINT).
  • Å undersøke sammenhengen mellom A-cope og Resilience Scale for Adolescents (READ).

Metode

Deltakere

Deltakerne i undersøkelsen var 521 elever fra tre ungdomsskoler i Tromsø. Av disse var 253 gutter (48,6%) og 235 jenter (45,1%). De resterende 33 deltakerne oppga ikke kjønn (6,3%). Aldersspennet var 12–15 år (M = 13.75, SD =.68). Av 525 utleverte skjemaer ble samtlige returnert. Tre spørreskjemaer ble fjernet på grunn av useriøs utfylling, og ett på grunn av manglende utfylling. Spørreskjemaer hvor ett av de tre måleinstrumentene var ufullstendig utfylt, ble inkludert i analysene. De 33 spørreskjemaene som ikke hadde oppgitt kjønn, er beholdt i analysene av totalutvalget, men bortfaller i de kjønnsspesifikke analysene.

Måleinstrumentene

Det ble konstruert et spørreskjema bestående av 97 testledd. De demografiske dataene som ble registrert, var alder, kjønn og skole. Ut over dette besto spørreskjemaet av de tre psykologiske måleinstrumentene Habit Index of Negative Thinking (HINT), Adolescent Coping Orientation for Problem Experiences (A-cope) og Resilience Scale for Adolescents (READ) i nevnte rekkefølge.

The Adolescent Coping Orientation for Problem Experiences (A-cope) (Patterson & McCubbin, 1987) (appendiks A). A-cope ble oversatt fra engelsk til norsk. Oversettingen ble utført ved at en psykologistudent oversatte fra engelsk til norsk, mens to andre psykologistudenter oversatte den tilbake fra norsk til engelsk. Deretter ble denne engelske oversettelsen sammenlignet med originalen, og det viste seg at de var sammenfallende. For å sikre et godt språk i den norske versjonen ble originalen oversatt av en fagutdannet oversetter, som igjen ble sammenlignet med psykologistudentenes egen norske versjon før den ble godkjent som den endelige versjonen.

Instrumentet er utformet for å identifisere atferd ungdom bruker for å løse problemer eller vanskelige situasjoner (Patterson & McCubbin, 1987). Den originale versjonen inneholder 54 utsagn som fordeler seg på 12 subskalaer (Ventilating Feelings, Seeking Diversions, Developing Self-reliance, Developing Social Support, Solving Family Problems, Avoiding Problems, Seeking Spiritual Support, Investing in Close Friends, Seeking Professional Support, Engaging in Demanding Activity, Being Humorous, Relaxing). Faktorløsningen med disse 12 subskalaene forklarte 60,1% av variansen. Patterson og McCubbin (1991) rapporterer Cronbachs alfa på mellom.50 og.75 for subskalaene i den originale versjonen av A-cope. Hvert av de 54 utsagnene beskriver en mulig mestringsatferd som for eksempel «snakker med en venn om hvordan du har det» eller «driver med en hobby». Informantene blir bedt om å ta stilling til hvor ofte de gjør det hvert utsagn beskriver, når de har det vanskelig, og responsene graderes på en fempunkts Likert-skala hvor 1 tilsvarer «aldri» og 5 tilsvarer «vanligvis» (se appendiks). Den totale skåren på A-cope kan brukes som et generelt mål på mestring, hvor stigende skåre avspeiler grad av antatt positiv mestring (Patterson & McCubbin, 1991).

Habit Index of Negative Thinking (HINT) Verplanken et al. (2007). Dette instrumentet måler hvorvidt negativ tenkning oppstår ofte, uten intensjon, tar til uten bevissthet, og hvorvidt slike tanker er vanskelige å kontrollere. I tillegg predikerer HINT lav selvtillit (Verplanken et al. 2007). Respondentene skal ta stilling til 12 utsagn på en fempunkts Likert-skala som går fra «helt uenig» til «helt enig». Høy skåre på HINT innebærer at negativ tenkning i stor grad er en vane. Dette er første gang denne skalaen testes ut på en ungdomsgruppe.

Resilience Scale for Adolescents (READ) (Hjemdal et al., 2006). Dette instrumentet består av 28 utsagn og måler grad av resiliens. Respondentene tar stilling til hvert utsagn på en fempunkts Likert-skala hvor svarresponsen graderes fra «helt enig» til «helt uenig». Med reverserte responser (noen spørsmål er «snudd») vil økende totalskåre avspeile økende grad av resiliens.

Prosedyre

Fire av i alt syv ungdomsskoler i Tromsø ble forespurt om å delta i undersøkelsen, hvorav tre var positive til å delta. Tidspunkt for datainnsamling ble avtalt med en kontaktperson ved hver skole, og den ble gjennomført i løpet av to og en halv uke i september 2004. Spørreskjemaene ble administrert i ordinære skoletimer hvor både faglærer og minst en psykologistudent var til stede. Det var derfor mulig for elevene å stille spørsmål hvis noe var uklart for dem. Elevene fikk muntlig informasjon om anonymitet og frivillighet før de fylte ut spørreskjemaene, i tillegg var forsiden på skjemaet aet informasjonsskriv hvor dette ble angitt.

Analysene

Analysene i denne undersøkelsen ble utført i dataprogrammet SPSS. Principal components faktoranalyse med ortogonal, varimax rotasjon ble brukt for å undersøke faktorstrukturen i A-cope. Kun faktorer med egenverdi («eigenvalue»») > 1.0 ble valgt, og variabler som ladet <.40, ble utelatt fra modellen. I tillegg ble overflatevaliditet («face validity») vurdert, idet faktorer med få ledd med liten åpenbar indre sammenheng ble luket ut. Etter at man hadde funnet den antatt beste faktorløsningen, ble de nye subskalaene reliabilitetstestet med Cronbachs alfa. Kjønnsforskjeller i den nye versjonen av A-cope (A-cope-N) og dens fem subskalaer, samt på HINT og READ, ble undersøkt med t-test. I tillegg ble det gjort korrelasjonsanalyser mellom A-cope-N, subskalaene i A-cope-N, READ, HINT og kjønn. Til slutt ble det utført hierarkiske regresjonsanalyser for å undersøke i hvor stor grad de ulike subskalaene i A-cope-N og kjønn predikerer henholdsvis HINT og READ.

Behandling av manglende data

Parvis eksklusjon («pairwise exclusion») av manglende data er valgt ved regresjonsanalysen, mens manglende data ellers ble utelatt analyse for analyse. Antall personer (N og n) varierer derfor i tabellene. For de enkelte subskalaene av A-cope er det manglende data fra 6% («Løse problemer i familien»), 9% («Avlede seg selv», «Ventilere følelser» og «Være sosial»), og 11% («Utvikle tro på seg selv» og «Ventilere følelser») av utvalget, mens det for totalskåren mangler data fra 152 (29%) personer.

Resultater

Faktoranalyse

For å undersøke faktorstrukturen i den norske oversettelsen av A-cope ble det gjennomført eksplorerende faktoranalyse. Den første analysen ga en løsning med 13 faktorer, omtrent det samme antallet faktorer som i den originale 12-faktorløsningen i A-cope. Denne løsningen ble imidlertid ikke valgt, da leddene ikke fordelte seg slik som i den originale. I tillegg inneholdt flere faktorer bare ett eller to ledd, noe som ga liten mening. I de videre analysene ble leddene med lav varians tatt ut, noe som gjaldt fem ledd med SD < 1.0. To ledd som mer enn 5% av deltakerne lot stå ubesvart, ble også fjernet. Ytterligere to ledd ble tatt ut av analysene på grunn av skriftlige og muntlige tilbakemeldinger vedrørende ord som var vanskelige å forstå for aldersgruppen. To ledd som ladet <.40, ble også fjernet, før det ble gjort en ny faktoranalyse med et datasett som da var redusert fra 54 til 43 ledd. Etter vurdering av mønsteret som dannes av egenverdier («screeplot») ble en løsning med fem faktorer valgt. Seks ledd ble tatt ut på grunn av at de ladet <.40 i denne løsningen. Etter to nye faktoranalyser med en femfaktormodell ble ytterligere tre ledd fjernet, da de ladet <.40. Den endelige løsningen ble en femfaktormodell bestående av 34 ledd (se tabell 1).

Tabell 1. Faktorstruktur i A-cope-N. Fordeling av leddene på de 5 subskalaene og leddenes ladninger. 1 – Være sosial, 2 – Avlede seg selv, 3 – Ventilere negative følelser, 4 – Utvikle tro på seg selv, 5 – Løse problemer i familien (N = 521)

Klikk for å vise tabell

Tabell 1 viser at ni av de originale subskalaene i A-cope er representert i den norske versjonen. Alle leddene som er med i modellen lader >.40, og totalt forklart varians er 47,4%. De fem faktorene fikk navn fra de opprinnelige faktorene som de var mest sammenfallende med, og ble (i rekkefølge etter styrken på «eigenvalue»): Være sosial (12,4% forklart varians), Avlede seg selv (9,7%), Ventilere negative følelser (8,9%), Utvikle tro på seg selv (8,5%) og Løse problemer i familien (7,9). Både forklart varians og «eigenvalues» er relativt jevnt fordelt på de fem faktorene (heretter kalt «subskalaer»). Dette viser at de hver for seg gir et unikt bidrag til den totalt forklarte variansen.

Den indre konsistensen til de fem subskalaene i A-cope-N ble undersøkt med Cronbachs alfa (se tabell 2).

Tabell 2. Gjennomsnitt, standardavvik og Chronbachs alfa (a) for de ulike subskalaene i A-cope-N (N = 521)

Klikk for å vise tabell

Tabell 2 viser at alle de fem subskalaene, samt totalskåren i A-cope-N, har Cronbachs alfa >.70, en forholdsvis høy indre konsistens. Etter at vi hadde undersøkt faktorstrukturen i den oversatte versjonen av A-cope, ble de gjenværende 34 leddene nummerert, trukket ut og plassert i tilfeldig rekkefølge. Dette er den norske versjon av A-cope, som vi har valgt å kalle A-cope-N (se appendiks), og det er disse dataene vi forholder oss til i det følgende. Skalaskårene på A-cope-N er gjennomsnittsskåren på hver enkelt skala. For å regne ut totalskåren A-cope-N total, som skal avspeile grad av positiv mestring, må ledd nr. 8 og 24 reverseres, og subskalaen «Ventilere negative følelser», ledd nr. 10, 11, 15, 17, 18 og 29, må reverseres i totalskåren. Å reversere vil si at tallverdiene er «speilvendt», slik at råskåre 1 blir 5, 2 blir 4, 3 blir 3, 4 blir 2 og 5 blir 1. Ledd nr. 18 og 29 omhandler å avreagere ved å klage til familiemedlemmer/venner når en møter vanskeligheter. Leddene er ikke reversert i den originale versjonen av A-cope. De reverseres i A-cope-N fordi «klaging» anses som mer negativt enn å «snakke» eller «diskutere», som er brukt i andre ledd i skjemaet (se appendiks).

Kjønnsforskjeller

Tabell 3 viser gjennomsnitt, standardavvik og 95-persentilverdier for jenter, gutter og totalskåre på A-cope-N og de fem subskalaene. Det er statistisk signifikante kjønnsforskjeller på totalskåren til A-cope-N og på tre av subskalaene. Den klareste forskjellen viser seg på subskalaen «Være sosial», som antyder at jenter oftere mestrer vanskelige situasjoner ved å være sammen med andre, enn gutter gjør. Tabellen viser videre at gutter oftere enn jenter bruker strategien «Avlede seg selv» når de har det vanskelig. Jenter rapporterer også at de bruker «Løse problemer i familien» noe oftere enn gutter. Det er ingen statistisk signifikant forskjell mellom kjønnene på subskalaene «Ventilere negative følelser» og «Utvikle tro på seg selv». Totalskåren viser en liten statistisk signifikant forskjell, der jentene skårer høyere enn guttene, noe som kan tyde på at jentene generelt rapporterer mer bruk av positive mestringsstrategier enn guttene, målt ved A-cope-N.

Tabell 3. Gjennomsnitt, standardavvik og 95.-percentilverdier i A-cope-N og dens subskalaer for jenter og gutter, samt totalutvalget (N = 521)

Klikk for å vise tabell

Eventuelle kjønnsforskjeller i skalaene HINT og READ ble også undersøkt (se tabell 4).

Tabell 4. Gjennomsnitt og standardavvik i HINT og READ-skåre for jenter og gutter (N = 521)

Klikk for å vise tabell

Tabell 4 viser at det er en statistisk signifikant kjønnsforskjell i HINT-skåre som antyder at jenter vanemessig tenker negativt i større grad enn gutter, mens vi ikke fant kjønnsforskjeller i totalskåren for READ.

Korrelasjonsanalyse

En korrelasjonsanalyse ble utført på totalskåren og subskalaene til A-cope-N, READ, HINT og kjønn (se tabell 5).

Tabell 5. Korrelasjoner mellom A-cope-N, subskalaene (1-5) i A-cope-N, READ, HINT og kjønn (N = 521)

Klikk for å vise tabell

Tabell 5 viser at totalskåren på A-cope-N korrelerer signifikant positivt med fire av de fem subskalaene, og signifikant negativt med subskala 3: «Ventilere negative følelser». Subskalaen «Ventilere negative følelser» korrelerer videre negativt med subskalaene «Løse problemer i familien» og «Utvikle tro på seg selv».

Det er en statistisk signifikant positiv korrelasjon mellom A-cope-N og READ, og en statistisk signifikant negativ korrelasjon mellom A-cope-N og HINT. READ og HINT korrelerer signifikant negativt med hverandre.

Tabell 5 viser videre at HINT korrelerer statistisk signifikant negativt med subskalaen «Løse problemer i familien» og statistisk signifikant positivt med subskalaen «Ventilere negative følelser». HINT er ukorrelert med de resterende subskalaene.

READ korrelerer statistisk signifikant positivt med alle subskalaene i A-cope-N unntatt «Ventilere negative følelser», som den korrelerer statistisk signifikant negativt med.

Tabell 5 viser, som forventet etter analysene av kjønnsforskjeller presentert i tabellene 3 og 4, at kjønn korrelerer positivt med A-cope-N, «Være sosial», «Løse problemer i familien» og HINT, og negativt med «Avlede seg selv» og «Ventilere negative følelser». Kjønn er ukorrelert med «Utvikle tro på seg selv» og READ.

Regresjonsanalyser

Det ble utført hierarkiske multiple regresjonsanalyser for å undersøke i hvor stor grad de ulike skalaene og kjønn predikerer henholdsvis HINT-skåre (se tabell 6) og READ-skåre (se tabell 7). I disse analysene ble det kontrollert for kjønn i trinn 1 i analysen, mens A-cope-N totalskåre og subskalaskårer ble lagt inn på trinn 2. A-cope-N totalskåre tilførte ikke noe mer forklart varians, og ble derfor utelatt fra de endelige analysene.

Tabell 6. Hierarkisk multippel regresjon med gjennomsnitt på Habitual Negative Thinking Scale (HINT) som avhengig variabel (N = 521)

Klikk for å vise tabell

Tabell 7. Hierarkiske multiple regresjonsanalyser med gjennomsnitt på Resilience scale for adolescent (READ) som avhengig variabel (N = 521)

Klikk for å vise tabell

Subskalaene i A-cope-N og kjønn forklarer til sammen 19% av variansen til HINT, m.a.o. en moderat del av variansen. Kjønn alene (trinn 1) forklarer 3% av variansen i vanemessig negativ tekning, idet jenter skårer høyere på HINT-skalaen enn gutter. Skalaene i A-cope-N (trinn 2) bidrar til en statistisk signifikant økning på 16% i forklart varians. Det er kun to skalaer som har en statistisk signifikant standardisert beta, idet høy skåre på skala 3 «Ventilere negative følelser» henger sammen med høy grad av negativ tenkning (HINT), mens lav skåre på skala 5 «Løse problemer i familien» henger sammen med høy grad av negativ tenkning (HINT).

Tabell 7 viser at kjønn og subskalaene på A-cope-N til sammen forklarer 36% av variansen i skåre på resiliensskalaen READ. Kjønn alene (trinn 1) forklarer, som forventet fra korrelasjonsanalysen, ingenting. Imidlertid ble hele 36% av variansen i READ forklart av subskalaene i A-cope-N. Skalaene «Være sosial», «Utvikle tro på seg selv» og «Løse problemer i familien» predikerte høy skåre i READ, mens «Ventilere negative følelser» predikerte en lav skåre på resiliensskalaen for ungdom. Skalaen «Avlede seg selv» bidro ikke til prediksjon av READ når alt annet ble kontrollert for, selv om vi tidligere fant at denne subskalaen korrelerte med READ-skåre.

Diskusjon

I denne studien har vi undersøkt faktorstrukturen i en norsk oversettelse av et mestringsmål for ungdom, A-cope (Patterson & McCubbin, 1987, 1991). Vi hadde følgende målsettinger for studien:

  • Å undersøke faktorstrukturen i den norske versjonen av A-cope.
  • Å undersøke om jenter og gutter vil skåre forskjellig på A-cope.
  • Å undersøke sammenhengen mellom A-cope og Habit index of negative thinking (HINT).
  • Å undersøke sammenhengen mellom A-cope og Resilience Scale for Adolescents (READ).

Den originale faktorstrukturen lot seg ikke replisere i det norske utvalget, og en norsk og sterkt forkortet versjon av mestringsmålet ble utformet (A-cope-N). Resultatene viste at det var kjønnsforskjeller i mestring. Valideringen viste en moderat positiv korrelasjon mellom A-cope-N og resiliensmålet READ, og en svak negativ korrelasjon med HINT, som måler vanepregede negative tanker om seg selv.

Faktorstrukturen i A-cope-N.

Da den originale faktorstrukturen til A-cope ikke lot seg replisere i det norske utvalget, ble det utviklet en ny utgave basert på dette datasettet. Gjennom faktoranalyser ble skalaen redusert fra 54 ledd med 12 subskalaer til en norsk versjon med 34 ledd og fem subskalaer som ble kalt A-cope-N. Den valgte faktorløsningen forklarer 47,4% av variansen. Dette er noe mindre forklart varians enn originalversjonen, der man fikk forklart hele 60,1% av variansen (Patterson & McCubbin, 1991). Cronbachs alfa for subskalaene i A-cope-N varierer fra 0.72 til 0.82, mens originalversjonen rapporterer Cronbachs alfa mellom 0.50 og 0.75 (Patterson & McCubbin, 1991). Reliabiliteten til subskalaene er derfor noe høyere i den norske versjonen enn i originalen, mens originalen forklarer mer av variansen. Vi fant at det vi tjente på en mer «sparsommelig» modell med fem faktorer med høy indre konsistens og forkorting av skalaen til bortimot det halve, veide opp for tapet av forklart varians.

De fem subskalaene i A-cope-N har mange likhetstrekk med fem av subskalaene i originalversjonen, så betegnelsene på disse er beholdt i tilnærmet lik form: «Være sosial» («developing social support»), «Avlede seg selv» («seeking diversions»), «Ventilere negative følelser» («ventilating feelings»),«Utvikle tro på seg selv» («developing self-reliance») og «Løse problemer i familien» («solving family problems»). I tillegg er ledd fra fire av de tiloversblevne subskalaene fra originalversjonen representert i A-cope-N. De tre subskalaene som ikke er representert med noen ledd i den norske utgaven, er «seeking spiritual support», «seeking professional support», og «being humorous». De samme tre subskalaene ble ekskludert i en svensk studie (Halvarsson et al., 2001). Samsvaret mellom vår faktorløsning og den svenske løsningen kan indikere at skandinaviske og amerikanske ungdommer mestrer problemer på ulik måte.

Kjønnsforskjeller

Funnene i denne undersøkelsen viser som forventet at det er forskjell på hvilke mestringsstrategier jenter og gutter velger når de opplever vanskelige situasjoner. Jentene har statistisk signifikant høyere totalskårer på A-cope-N. Dette er i samsvar med funnene til Tamres og medarbeidere (2002), hvor kvinner rapporterer bruk av flere ulike mestringsstrategier sammenlignet med menn. Jentene skårer statistisk signifikant høyere på subskalaene «Være sosial» og «Løse problemer i familien». Dette viser, som forventet, at jenter i større grad enn gutter tyr til andre når de støter på vanskelige situasjoner. Guttene skårer statistisk signifikant høyere enn jentene på subskalaen «Avlede seg selv». Disse resultatene understøttes av tidligere forskning (Frydenberg & Lewis, 1993; Patterson & McCubbin, 1987). Jenter har en sterkere tendens til å snakke seg gjennom vanskelige situasjoner, mens gutter oftere enn jenter avleder seg selv ved å spille spill, se film eller ta en treningsøkt. Av de to instrumentene som A-cope-N ble forsøkt validert opp mot, ble det kun funnet kjønnsforskjeller for det ene: HINT, der jentene i utvalget oppnår en statistisk signifikant høyere skåre enn guttene. Unge jenter i vårt utvalg har for vane å tenke negativt oftere enn guttene i utvalget, noe som kan knyttes til tidligere funn som fastslår at kvinner grubler mer enn menn (Nolen-Hoeksema, 1987; Tamres et al., 2002). Da negativ tenkning ofte forbindes med nedstemthet og depresjon, er dette funnet også i tråd med undersøkelser som viser høyere forekomst av depresjon hos jenter enn hos gutter (Norsk Psykologforening, 2002). Vi fant ingen kjønnsforskjell i totalskåren for READ. Dette er i tråd med tidligere funn, der man fant kjønnsforskjeller i subskalaer, men ikke i totalskåren (Hjemdal et al., 2004). De observerte kjønnsforskjellene i denne undersøkelsen er derfor i samsvar med det som kunne forventes.

Mestring og vanemessige negative tanker

Vi fant en moderat negativ korrelasjon mellom A-cope-N og HINT. Totalskårene på A-cope-N gjenspeiler grad av funksjonell mestring hos ungdommene, og det å tenke negativt kan anses som en dysfunksjonell mestringsstrategi. Skalaen «Ventilere negative følelser» korrelerte positivt med HINT, mens skalaen «Løse problemer i familien» korrelerte negativt med HINT. Dette gir et mer nyansert bilde av hvordan negativ tenkning relaterer seg til mestring. Det å ventilere negative følelser betraktes som en dysfunksjonell mestringsstrategi, da den er lite løsningsorientert. Man kan knytte «Ventilere negative følelser» til begrepet «utagering», som tradisjonelt har vært betraktet som dysfunksjonell atferd i klinisk sammenheng. Opptatthet av problemer og utblåsing av negativ affekt innebærer også negativ tenkning. Å løse problemer ved å snakke med familiemedlemmer synes å være en mer løsningsfokusert strategi. Det er interessant, og virker styrkende for A-cope-N som mestringsmål, at målet på negativ mestring, HINT, kobler seg med positivt fortegn til å ventilere negative følelser og med negativt fortegn til å løse problemer i familien, som i henholdsvis liten og sterk grad kan kalles løsningsfokusert mestring.

Mestring og resiliens

Resultatene viser en moderat positiv korrelasjon mellom A-cope-N og READ. Høy grad av resiliens, slik den måles med READ, har sammenheng med høy grad av funksjonell mestring. Dette viser seg også i korrelasjonene mellom READ og subskalaene til A-cope-N, hvor det er forholdsvis sterke positive korrelasjoner med «Være sosial», «Utvikle tro på seg selv» og «Løse problemer i familien», og en moderat positiv korrelasjon med «Avlede seg selv». Disse mestringsstrategiene sammenfaller i større og mindre grad med sentrale karakteristikker ved resiliens, deriblant samhold i familien og personlig kompetanse (Werner & Smith, 1989). READ korrelerer moderat negativt med «Ventilere negative følelser», noe som forsterker antagelsen om at «Ventilere negative følelser» er en dysfunksjonell mestringsstrategi. Det er interessant å merke seg at «Avlede seg selv», som var den mestringsmåten som var mest brukt av gutter, korrelerte positivt med resiliens. Videre er det verdt å merke seg at til tross for denne sammenhengen bidro «Avlede seg selv» verken til prediksjon av resiliens eller til negativ tenkning. Å avlede seg selv er den mestringsformen som minner mest om kjente og sentrale forsvarsmekanismer som «fortrengning» og «undertrykkelse». Det å «gjøre noe annet», heller enn «å snakke om det», synes derfor å være indirekte forbundet med positiv mestring, men er ikke forbundet med negativ tenkning. Denne mer maskuline formen for mestring synes således å være en funksjonell mestringsstrategi, men denne studien kan ikke bidra til å forklare hvorfor.

Begrensninger

A-cope er i denne studien forsøkt validert i et utvalg bestående av ungdomsskoleelever i alderen 13 til 15 år. Resultatene er således begrenset til denne aldersgruppen. Spørreskjemaet som ble brukt i denne undersøkelsen, besto av 97 ledd. Muntlige tilbakemeldinger fra deltakerne tyder på at spørreskjemaet var for langt. Resultatene kan være påvirket av at en del av ungdommene hadde problemer med å holde konsentrasjonen oppe i de om lag 20 minuttene det tok å fylle ut spørreskjemaet (Fink & Kosecoff, 1998). I denne artikkelen har vi lansert en norsk versjon av A-cope: A-cope-N, som bare inneholder 34 av de opprinnelige 54 leddene fra originalutgaven. Det sier seg selv at utarbeidelse av en egen norsk variant begrenser muligheten for å kommunisere om A-cope-N-resultater internasjonalt. For å hjelpe på dette har vi oppgitt numrene til testleddene fra originalutgaven i parentes i A-cope-N. Den norske versjonen harmonerer relativt godt med den svenske utgaven A-cope-S, noe som understøtter at originalversjonen kunne trenge en slik bearbeiding som vi her har foretatt. Vi ser det som et viktig mål å presentere et instrument som er håndterlig med skalaer som har god overflatevaliditet. Vi har valgt å validere A-cope mot to nyutviklede skalaer: HINT og READ, hvorav den første ennå ikke er publisert, mens den andre bare helt nylig er publisert. Det kan ses som en begrensning ved studien at man ikke har benyttet mer velkjente skalaer i valideringen. Imidlertid har vi ønsket å sette mestringsbegrepet inn i nyere psykologiske paradigmer. Det eksisterer nesten ingen skalaer som måler resiliens og negativ tenkning, og vi har valgt to som vi kjenner godt og som har gitt lovende resultater.

Anbefalt bruk av A-cope-N

Barn og unge er utpekt som et av satsningsområdene i Sosial- og helsedirektoratets (1999–2006) informasjonsstrategi. I tråd med denne satsningen er det utviklet en rekke undervisningspakker (Mental Helse Norge, 1999–2008; Rådet for psykisk helse, 1999–2006; Tvedt, 2000–2005). Undervisningspakken «Alle har en psykisk helse» (Rådet for psykisk helse, 1999–2006) er utviklet for ungdomsskoleelever og tar blant annet sikte på å styrke elevenes mestringsstrategier i møte med problemer og vansker. For at undervisningspakker som denne skal være hensiktsmessige, er det viktig at de evalueres før de blir innført ved landets skoler. Ved en slik evaluering er det nødvendig å kunne måle hvordan unge mestrer sine problemer. A-cope-N vil i den sammenhengen kunne benyttes for å måle hvordan unge mestrer utfordringer i hverdagen. Hvorvidt instrumentet er sensitivt nok til å påvise om intervensjoner fører til at ungdommen lærer nye hensiktsmessige mestringsstrategier og endrer de strategiene som er mindre funksjonelle, vil videre forskning kunne svare på.

Som et klinisk instrument kan A-cope-N ha en funksjon for å kartlegge hvilke mestringsstrategier de hjelptrengende bruker. Det er oppgitt skalaskåre på 95. persentil-nivå i tabell 3, noe som kan være til hjelp for å vurdere enkeltresultater. På den måten kan behandleren få en oversikt over mønsteret i bruk av mestringsstrategier som kan tematiseres i terapien. Det er viktig å understreke ut fra denne valideringen at A-cope-N først og fremst er ment å måle mestring som ressurs. Vi har ikke grunnlag for å bruke resultatene som et mål på psykopatologi, rent bortsett fra at vi her har belegg for å si at lav totalskåre, høy grad av ventilering av negative følelser og lav grad av kommunikasjon om problemer innenfor familien er forbundet med negativ tenkning.

Institutt for psykologi

Universitetet i Tromsø

9037 Tromsø

E-post Ingunns@psyk.uit.no

Referanser

Abramson, L. Y., Alloy, L. B., Hankin, B. L., Haeffel, G. J., MacCoon, D. G. & Gibb, B. E. (2002). Cognitive vulnerability-stress models of depression in a self-regulatory and psychobiological context. I I. H. Gotlib & C. L. Hammen (Eds.), Handbook of depression (ss. 268–294). New York: Guilford Press.

Allgood-Merten, B., Lewinsohn, P. M. & Hops, H. (1990). Sex differences and adolescent depression. Journal of Abnormal Psychology, 99, 53–63.

Alsaker, F. (1995). Is puberty a critical period of socialization? Journal of Adolescence, 18, 427–444.

Aunola, K., Stattin, H. & Nurmi, J. E. (2000). Adolescents’ achievement strategies, school adjustment, and externalizing and internalizing problem behaviors. Journal of Youth and Adolescence, 29, 289–306.

Beck, A. T. (1967). Depression: Clinical, experimental, and theoretical aspects. New York: Harper & Row.

Beck, A. T. (1976). Cognitive therapy and the emotional disorders. New York: International Universities Press.

Borge, A. I. H. (2003). Resiliens – risiko og sunn utvikling. Oslo: Gyldendal Akademisk.

Carlson, G. & Cantwell, D. (1982). Suicidal behavior and depression in children and adolescents. Journal of the American Academy of Child Psychiatry, 21, 361–368.

Compas, B. E. (1987). Coping with stress during childhood and adolescence. Psychological Bulletin, 101, 393–403.

Compas, B. E., Connor-Smith, J. K., Saltzman, H., Thomsen, A. H. & Wadsworth, M. H. (2001). Coping with stress during childhood and adolescence. problems, progress and potential in theory and research. Psychological Bulletin, 127, 87–127.

Compas, B. E., Howell, D. C., Phares, V., Willians, R. A. & Giunta, C. T. (1989). Riskfactors for emotional/ behavior problems in adolescence: Parent and adolescent stress and symptoms. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 57, 732–740.

Compas, B. E., Malcarne, V. L. & Fondacaro, K. M. (1988). Coping with stressful events in older children and young adolescents. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 56, 405–411.

Compas, B. C., Orosan, P. G. & Grant, K. E. (1993). Adolescent stress and coping: implications for psychopathology during adolescence. Journal of Adolescence, 16, 331–349.

Copeland, E. P. & Hess, R. S. (1995). Differences in young adolescents coping strategies based on gender and ethnicity. Journal of Early Adolescence, 15, 203–219.

Deal, S. L. & Williams, J. E. (1988). Cognitive distortions as mediators between life stress and depression in adolescents. Adolescence, 23, 477–490.

DuBois, D. L., Felner, R. D., Brand, S., Adan, A. M. & Evans, E. G. (1992). A prospective study of life stress, social support, and adaption in early adolescence. Child Development, 63, 542–557.

Erikson, S., Feldman, S. & Steiner, H., (1997). Defense reactions and coping strategies in normal adolescents. Child Psychiatry Human Development, 28, 45–56.

Fanshawe, J. P. & Burnett, P. C. (1991). Assessing school-related stressors and coping mechanisms in adolescents. British Journal of Educational Psychology, 61, 92–98.

Fink, A. & Kosecoff, J. (1998). How to conduct surveys: A step-by-step guide (2nd ed.). Thousand Oaks, CA: Sage.

Folkman, S. & Lazarus, R. S. (1980). An analysis of coping in a middle-aged community sample. Journal of Health and Social Behavior, 21, 219–239.

Frydenberg, E. & Lewis, R. (1993). Boys play sport and girls turn to others: age, gender and ethnicity as determinants of coping. Journal of Adolescence, 16, 253–266.

Garmezy, N. & Nuechterlein, K. (1972). Invulnerable children: the fact and fiction of competence and disadvantage. Am J Orthopsychiatry, 42, 328–329.

Garmezy, N. & Masten, A. S. (1986). Stress competence and resilience: Common frontiers for therapists and psychopathologist. Behavior Therapy, 17, 500–521.

Green, B. & Ritter, C. (2000). Marijuana use and depression. Journal of Health and Social Behavior, 41, 40–49.

Halvarsson, K., Lunner, K. & Sjödèn, P.-O. (2001). Development of a Swedish version of the Adolescent Coping Orientation for Problem Experiences (A-Cope). Scandinavian Journal of Psychology, 42, 383–388.

Hammen, C., Burge, D. & Adrian C. (1991). Timing of mother and child depression in a longitudional study of children at risk. Journal of Counsulting and Clinical Psychology, 59, 341–345.

Hjemdal, O., Friborg, O., Stiles, T. C., Martinussen, M. & Rosenvinge, J. H. (2006). A new scale for adolescent resilience: Grasping the central protective resources behind healthy development. Measurement and Evaluation in Counselling and Development, 39, 84–96.

Hollon, S. D. & Kendall, P. (1980). Cognitive self-statements in depression: Development of an Automatic Thoughts Questionnaire. Cognitive Therapy and Research, 4, 383–395.

Keefe, K. & Berndt, T. J. (1996). Relations of friendship quality to self-esteem in early adolescence. Journal of Early Adolescence, 16, 110–129.

Kendall, P. C., Howard, B. L. & Hays, R. C. (1989). Self-referent speech and psychopathology: The balance of positive and negative thinking. Cognitive Therapy and Research, 13, 583–598.

Kroger, J. (2000). Identity development. Adolescence through adulthood. Thousand Oaks: Sage Publications.

Lazarus, R. S. (1966). Psychological stress and the coping process. New York: McGraw-Hill.

Lazarus, R. S. & Folkman, S. (1984). Stress, appraisal, coping. New York: Springer.

Luthar, S. S., Cicchetti, D. & Becker, B. (2000). The construct of resilience: A critical evaluation and guidelines for future work. Child Development, 71, 543–562.

Maddi, S. R. & Hightower, M. (1999). Hardiness and optimism as expressed in coping patterns. Consulting Psychology Journal, 51, 95–105.

Masten, A. S. & Reed, M. G. J. (2002). Resilience in development. I C. R. Snyder & S. J. Lopez (Eds.), Handbook of positive psychology (ss. 74–88). New York: Oxford University Press.

McCauley, E., Mitchell, J. R., Burk, P. & Moss, S. (1988). Cognitive attributes of depression in children and adolescents. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 56, 903–908.

Mental Helse Norge (1999–2008). Venn1.no – ungdom og psykisk helse. Psykisk helse handler også om hverdagsdepresjoner og dagligdagse følelser. Ungdomshefte. Tilgjengelig på: www.venn1.no. Dato: 14.11.2004.

Moilanen, D. L. (1995). Validity of Beck’s cognitive theory of depression with nonreferred adolescents. Journal of Counseling and Development, 74, 438–443.

Moos, R. H. & Billings, A. G. (1982). Conceptualizating and measuring coping resources and processes. I L. Goldberger & S. Breznitz (Eds.), Handbook of stress: Theoretical and clinical aspects (ss. 212–230). New York: Free Press.

Nolen-Hoeksema, S. (1987). Sex differences in unipolar depression: Evidence and theory. Psychological Bulletin, 101, 259–282.

Nolen-Hoeksema, S. (1991). Responses to depression and their effects on duration of depressive episodes. Journal of Abnormal Psychology, 124, 54–74.

Norsk Psykologforening (2002). Mestring av depresjon. Veileder i forståelse og behandling av stemningslidelser. Oslo: Norsk Psykologforening.

Parker, S., Nichter, M., Nitchter, N., Vuckovic, N., Sims, C. & Ritenbaugh, C. (1995). Boddy image and weight concern among Afro American and white adolescent females: Differences that make a differences. Human Organization, 54, 103–115.

Patterson, J. M. & McCubbin, H. I. (1987). Adolescent coping style and behaviors: Conceptualization and treatement. Journal of Adolescence, 10, 163–186.

Patterson, J. M. & McCubbin, H. I. (1991). A-Cope, Adolescent Coping Orientation for Problem Experiences. I H. I. McCubbin & A. I. Thompson (Eds.), Family assessment inventories for reasearch and practice, 2nd ed. Madison: University of Wisconsin Madison, WI.

Pearlin, L. I, & Schooler, C. (1978). The structure of coping. Jorunal of Health and Social Behavior, 19, 2–21.

Plancherel, B. & Bolognini, M. (1995). Coping and mental health in early adolescence. Journal of Adolescence, 18, 459–474.

Plancherel, B., Bolognini, M. & Halfon, O. (1998). Coping strategies in early and mid-adolescence: Differences according to age and gender in a community sample. European Psychologist, 3, 192–201.

Recklitis, C. J. & Noams, G. G. (1999). Clinical and developmental perspectives on adolescent coping. Child Psychiarty and Human Development, 30, 87–101.

Rådet for psykisk helse (1999–2006). Alle har en psykisk helse. Prosjektarbeid i 8., 9., 10. klasse. Tilgjengelig på: www.psykiskhelse.no/ungdom. Dato: 05.11.2004

Simons, R. & Murphy, P. (1985). Sex differences in the causes of adolescent suicide ideation. Journal of Youth and Adolescence, 14, 423–434.

Sosial og Helsedepartementet (1999–2006). «Noe å snakke om?» Overordnet informasjonsstrategi. Tilgjengelig på: odin.dep.no/hod/norsk/publ/veiledninger/030 ;061–120 012/index-dok000-b-n-a.htm. Dato: 09.11.2004

Spirito, A., Stark, L. J. & Williams, C. A. (1988). Development of a brief coping checklist for use in pediatric populations. Journal of Pediatric Psychology, 13, 555–574.

Tamres, L. K., Janicki, D. & Helgeson, V. S. (2002). Sex differences in coping behavior: A meta-analytic review and an examination of relative coping. Personality and Social Psychology Review, 6, 2–30.

Tvedt, A. G. (2000–2005). VIP-prosjektet. Tilgjengelig på: www.vipweb.no/INDEX2.HTML. Dato: 29.10.2004

Verplanken, B., Friborg, O., Wang, C. E., Trafimow, D. & Woolf, K. (2007). Mental habits: The case of negative self-thinking. Journal of Personality and Social Psychology. In press.

Werner, E. E. & Smith, R. S. (1989). High-risk children in young adulthood: A longitudinal study from birth to 32 years. American Journal of Orthopsychiatry, 59, 503–515.

Wills, T. (1986). Stress and coping in early adolescence: Relationships to substance use in urban school samples. Health Psychology, 5, 503– 529.

Windle, M. (1992). Temperament and social support in adolescence: Interrelations with depressive symptoms and delinquent behaviors. Journal of Youth and Adolescence, 21, 1–21.

Appendiks A

Adolescent Coping Orientation for Problem Experiences (A-cope)

Tallene i parentes angir leddets nummer i A-cope – originalversjonen.

A-cope-N

Nedenfor beskrives en situasjon og en del måter å takle den på. Merk av på skalaen til høyre hvordan hvert alternativ passer for deg.

Når du møter vanskeligheter eller føler deg anspent, hvor ofte gjør du følgende?:

Klikk for å vise tabell

Til toppen av artikkelen