Het Domeinspecifieke Zelfbeeld in Relatie tot Depressie en Angst
bij Kinderen en Adolescenten
Masterthese Lynn Meester Studentnr.: 10595546
Gezondheidszorgpsychologie, Klinische Ontwikkelingspsychologie Universiteit van Amsterdam
Begeleider/Eerste beoordelaar: Marija Maric Tweede beoordelaar: Ilonka de Haas
Datum: 19-07-2017 Aantal woorden: 9687
Inhoudsopgave
Abstract...3
Inleiding ...4
De CBSK/A ...5
Het Domeinspecifieke Zelfbeeld en Depressieve Klachten………...8
Het Domeinspecifieke Zelfbeeld en Angstklachten...10
Huidig Onderzoek...11 Methode ...12 Deelnemers ...12 Materiaal...13 Procedure...16 Resultaten ...17 Voorbereidende Analyses ...17 Factorstructuur...18 Interne Consistentie…...25 Divergente Validiteit...27
Het Domeinspecifieke Zelfbeeld en Angst en Depressieklachten...27
Discussie...31 Bevindingen...31 Verklaringen...33 Tekortkomingen en Aanbevelingen...36 Conclusie ...38 Referenties...39 Bijlagen...46
Abstract
Er is onderzocht of aanpassingen bij de CBSK en CBSA, die het domeinspecifieke zelfbeeld in kaart brengen, de psychometrische eigenschappen van de meetinstrumenten verbeteren. Daarnaast is gekeken in hoeverre het domeinspecifieke zelfbeeld samenhangt met angst- en depressieklachten. Kinderen en adolescenten (N= 375, 192 meisjes, 8 t/m 18 jaar) vulden vragenlijsten in over zelfbeeld (CBSK/A), angst (SCARED-5, ZBVK) en depressie (CDI). Terwijl er bij de CBSA vier van de theoretische subschalen werden gevonden, was dit bij de CBSK niet het geval. Daarnaast bleek de betrouwbaarheid van de theoretische subschalen van de CBSK onvoldoende. Daarentegen bleek de betrouwbaarheid van de totaalscores van de CBSK/A goed en die van de subschalen van de CBSA
acceptabel. Tevens werd er ondersteuning gevonden voor de divergente validiteit van de aangepaste CBSK/A. Tot slot bleken bij kinderen Sportieve vaardigheden in verband te staan met angstklachten, en Schoolvaardigheden en Gedragshouding met depressieve klachten. Bij adolescenten bleken Sportieve vaardigheden en een Globaal gevoel van Eigenwaarde in verband te staan met angstklachten en alle subschalen met uitzondering van de Schoolvaardigheden met depressieve klachten. Vervolgonderzoek is nodig om de
psychometrische eigenschappen van de aangepaste CBSK/A en de relaties tussen het domeinspecifieke zelfbeeld en angst- en depressieve klachten verder te verduidelijken. Bij kinderen speelt het domeinspecifieke zelfbeeld mogelijk een minder belangrijke rol dan bij adolescenten. Echter, vervolgonderzoek die de ontwikkeling van het domeinspecifieke zelfbeeld als aspect meeneemt, zal dit verder moeten verduidelijken. Daarnaast komen de gebruikte statistische analyses, sociaal wenselijkheid, sekseverschillen en het belang dat iemand toekent aan de verschillende domeinen naar voren als belangrijke aspecten om mee te nemen in vervolgonderzoek.
Het Domeinspecifieke Zelfbeeld in Relatie tot Depressie en Angst bij Kinderen en Adolescenten
Zelfbeeld kan worden gedefinieerd als “de verzameling van beoordelingen over het eigen functioneren op specifieke domeinen, zoals de evaluatie op de eigen sociale, school of sportieve vaardigheden” (Verschueren & Gadeyne, 2008). Bij het domeinspecifieke
zelfbeeld worden zelfevaluaties op specifieke domeinen afzonderlijk van elkaar bekeken (Von Soest et al., 2016). Een positief zelfbeeld staat in verband met gezonde sociale relaties, subjectief welzijn, academische prestaties en verbeterde copings- en zelfregulatie vaardigheden (o.a. Baumeister, Campbell, Krueger, & Vohs, 2003; Kuster, Orth, & Meier, 2013; Trzesniewski, Donnellan, & Robins, 2003; Von Soest, Wichstrøm, & Kvalem, 2016). Een negatief zelfbeeld staat daarentegen in verband met gebrekkig sociaal emotioneel functioneren, gezondheidsproblemen, anti-sociaal gedrag en symptomen van angst en depressie (o.a. DuBois & Flay, 2004; Mann, Hosman, Schaalma, & De Vries, 2004; Pyszczynski, Greenberg, Solomon, Arndt, & Schimel, 2004; Robins, Trzesniewski, Tracy, Gosling, & Potter, 2002; Trzesnieuwski et al., 2006; Von Soest et al., 2016).
Een laag zelfbeeld blijkt daarnaast ook een voorspeller voor het ontstaan van angst- en depressie symptomen (Mann et al., 2004; Pyszczynski et al., 2004). In de adolescentie periode neemt de prevalentie van angst- en depressieve stoornissen toe (Costello, Mustillo, Erkanli, Keeler, & Angold, 2003). Kinderen en adolescenten met een laag zelfbeeld blijken meer gevoelens van onzekerheid, angst en depressie te ervaren en vergelijken zich sociaal meer met anderen, wat meer angst en depressieve gevoelens tot gevolg kan hebben (Butzer & Kuiper, 2005; Ladouceur, Gosselin, & Dugas, 2000). Angstige en depressieve gevoelens kunnen vervolgens leiden tot sociale vermijding, waardoor sociale bekrachtiging en sociale steun belemmerd worden en de symptomen van angst en depressie in stand worden
2007). Om te voorkomen dat een laag zelfbeeld bij kinderen en adolescenten uitmondt in depressieve en/of angststoornissen of deze stoornissen in stand houdt of verergert, zijn (preventieve) interventies wenselijk. In een literatuuroverzicht van Bos, Muris, Mulkens en Schaalma (2006) wordt als aanknopingspunt het domeinspecifieke zelfbeeld genoemd voor het veranderen van het zelfbeeld van kinderen en adolescenten. Het domeinspecifieke zelfbeeld is mogelijk beter in staat zelfwaardering te beschrijven, omdat het de
mogelijkheid geeft tot meer onderscheid binnen het construct zelfwaardering (Harter, 2012). Kennis van het domeinspecifieke zelfbeeld in relatie tot angst en depressie bij kinderen en jongeren kan door het onderscheidend vermogen mogelijk nieuwe handvaten geven voor het ontwikkelen van innovatieve interventies voor het stimuleren van dit zelfbeeld. Echter, er bestaat kritiek op de meetinstrumenten waarmee het zelfbeeld wordt gemeten.
De CBSK/A
De Competentie Belevingsschaal voor Kinderen (CBSK; Harter, 1985; Veerman et al., 1997) is een vragenlijst voor het meten van het domeinspecifieke zelfbeeld bij
basisschoolkinderen van 8 tot 12 jaar. Er worden vijf specifieke domeinen uitgevraagd: Schoolvaardigheden (SV: hoe goed denkt een kind het te doen op school), Sociale Acceptatie (SA: de mate van acceptatie van leeftijdsgenoten die het kind ontvangt of gevoelens van populariteit), Sportieve vaardigheden (SP: de perceptie van het eigen athletisch vermogen), Fysieke Verschijning (FV: hoe tevreden is het kind met zijn/haar fysieke verschijning) en Gedragshouding (GH: in hoeverre gelooft een kind dat hij of zij zich juist/naar verwachting gedraagt). Tevens wordt nog een globaal domein uitgevraagd: Globaal gevoel van Eigenwaarde (GE: wat is de algehele perceptie van het kind over zichzelf). De Competentie Belevingsschaal voor Adolescenten (CBSA; Harter, 1988;
Treffers et al., 2002), voor de leeftijdscategorie 12 tot 18 jaar, meet daarnaast ook het domein Hechte Vriendschap (HV: in hoeverre denkt de adolescent hechte vriendschappen te hebben met anderen). Het vermogen van de CBSK om verschillende domeinen te meten is door meerdere studies bevestigd (o.a. Muris, Meesters, & Fijen, 2003; Van den Bergh & Marcoen, 1999; Van Dongen-Melman, Koot, & Verhulst, 1993). Zo blijkt uit een studie (Muris et al., 2003) met 1143 deelnemers dat de items van de CBSK laden op de theoretisch gestelde domeinen van Harter (1985; 1988). Daarnaast blijkt een hoge interne consistentie tussen de items van de domeinen (0.73 ≤ α ≤ 0.81; Muris et al., 2003). Naar de
factorstructuur van de CBSA is echter nog weinig Nederlands onderzoek gedaan. Met uitzondering van de studie van Treffers et al. (2002), waarin de psychometrische eigenschappen van de CBSA onderzocht zijn op basis van Nederlands en Vlaams
onderzoek met 1375 adolescenten. Uit de studie bleek dat de factorstructuur matig tot goed past bij de gegevens van de Vlaamse onderzoeksgroep als de respondenten met veel
extreme scores uit de analyses verwijderd werden.
Echter, niet in alle onderzoeken wordt ondersteuning gevonden voor de factorstructuur gesteld door Harter (1985). Zo wordt bij de Engelstalige versie voor adolescenten de factorstructuur minder goed teruggevonden bij andere etnische groepen zoals Afro-Amerikanen en Australische adolescenten (Thomson & Zand, 2002; Trent, Russell, & Cooney, 1994). Ook wordt bij de Engelstalige versie de factorstructuur niet altijd teruggevonden bij jongere adolescenten en kinderen (Eiser, Eiser, & Havermans, 1995). Daarnaast wordt als kritiekpunt genoemd dat het antwoordformat de kans op sociaal wenselijke antwoorden vergroot en dat sommige kinderen en adolescenten de schaal verwarrend vinden door veel herhaling in vraagstellingen. Zo gaven sommigen aan dat er meerdere keren hetzelfde gevraagd wordt, voornamelijk bij de items die Sportieve
beantwoorden van de vragenlijst doordat zij het antwoordformat niet goed begrijpen (Eiser et al., 1995). Dit sluit aan bij Treffers et al. (2002) die noemen dat het antwoordformat door het gebruik van twee complementaire stellingen (een negatieve en een positieve)
verwarrend kan zijn voor cognitief zwakkere personen, omdat er slechts een score kan worden gegeven.
In een grote studie in Noorwegen onder 11.315 adolescenten van 13 tot 20 jaar is een poging gedaan om het antwoordformat van de CBSA aan te passen (Wichstrøm, 1995). In plaats van dat aan de adolescenten wordt gevraagd zichzelf op een schaal te plaatsen tussen anderen, wordt gevraagd in hoeverre een uitspraak op hen van toepassing is. Waar in het oude format bijvoorbeeld aan de adolescent wordt gevraagd zichzelf te plaatsen op de schaal “Sommige kinderen vergeten wat zij leren MAAR Andere kinderen onthouden dingen gemakkelijk”, wordt in het nieuwe format gevraagd in hoeverre de uitspraak “Ik vergeet vaak wat ik heb geleerd” op hen van toepassing is. Een belangrijke bijkomstigheid is dat, doordat er sprake is van één in plaats van twee stellingen per vraag, de lengte en daarmee de duur van de vragenlijst is afgenomen en er door de versimpelde format kortere instructies nodig zijn (Wichstrøm, 1995). Met behulp van onder andere factoranalyses en betrouwbaarheidsanalyses is in het onderzoek van Wichstrøm (1995) de betrouwbaarheid en validiteit van de vragenlijst met het nieuwe format vergeleken met die van het oude format. De gemiddelde betrouwbaarheid van de vragenlijst bleek met het gebruik van het nieuwe format (77.3) beter ten op zichtte van het oude format (66.5) (Wichstrøm, 1995). Tevens bleek een betere convergente validiteit van de domeinen en de totaalscore en bleken de andere psychometrische eigenschappen van de vragenlijst overeen te komen met die van het oude antwoordformat.
Concluderend lijkt de CBSK/A met de aanpassingen van Wichstrøm (1995) beter geschikt dan de oudere versie van CBSK/A voor onderzoek naar het domeinspecifieke
zelfbeeld bij kinderen en adolescenten. Of het veranderen van het format voor de Nederlandstalige versie voor adolescenten (CBSA) tot dezelfde verbeteringen leidt met betrekking tot de betrouwbaarheid en validiteit, is echter nog niet eerder onderzocht.
Daarnaast is nog weinig onderzoek bekend naar de implementatie van het nieuwe format bij de vragenlijst voor kinderen (CBSK). De enige Nederlandse studie die dit heeft onderzocht is een bachelorstudie waaraan 94 kinderen hebben deelgenomen (Aartsma, 2016). Uit de studie kwam naar voren dat het aanpassen van de vragenlijst niet zorgde voor een
verbetering van de psychometrische eigenschappen, zoals bij het onderzoek van Wichstrøm (1995). Echter, een steekproef met minder dan 100 deelnemers wordt gezien als een matige steekproef (Field, 2009). Voor het betrouwbaar analyseren van een factor structuur geven
O'Rourke & Hatcher (2013) als richtlijn minstens vijf keer het aantal geanalyseerde items
aan. Bij de CBSK betekent dit een minimum van 185 deelnemers, waardoor de resultaten van Aartsma (2016) niet goed waren te interpreteren (Field, 2009).
Het Domeinspecifieke Zelfbeeld en Depressieve Klachten
Daarnaast komt uit eerder onderzoek naar voren dat het zelfbeeld, ofwel de scores op de CBSK/A, negatief in verband staan met angst- en depressieve klachten (o.a. Mann et al., 2004; Pyszczynski et al., 2004; Trzesnieuwski et al., 2006). In onderzoek naar associaties tussen specifieke domeinen van het zelfbeeld en depressieve klachten komt Fysieke Verschijning naar voren als domein dat in verband staat met depressieve klachten (o.a. Boyes, Fletcher & Latner, 2007; Kiang & Harter, 2006).
Zo komt uit een longitudinale studie met 2914 deelnemers naar voren dat
lichaamsontevredenheid een voorspeller is voor een laag zelfbeeld en depressieve klachten vijf jaar later (Paxton, Neumark-Sztainer, Hannan, & Eisenberg, 2006). Dit is gevonden bij zowel jongens als meisjes, maar in verschillende fases van de adolescentie. Bij een ander
onderzoek met 3316 adolescenten en jongvolwassenen werd naast Fysieke Verschijning ook een sterke samenhang gevonden tussen Sociale Acceptatie en het voorschrijven van antidepressiva 11 jaar later (van Von Soest, & Wichstrøm, 2016). Echter, dienen de
resultaten voorzichtig te worden geïnterpreteerd, aangezien antidepressiva ook kan worden voorgeschreven voor andere klachten dan depressieve klachten. Tot slot blijkt dat
veranderingen in het globale en domeinspecifieke zelfbeeld latere depressieve klachten kunnen beïnvloeden (Steiger, Allemand, Robins, & Fend, 2014). Uit een studie met 1527 adolescenten van 12 tot 16 jaar kwam naar voren dat achteruitgang in het globale zelfbeeld en in de domeinen Fysieke Verschijning en Schoolvaardigheden tijdens de adolescentie voorspellend waren voor depressieve symptomen twintig jaar later, onafhankelijk van het zelfbeeld op het eerste meetmoment.
Bovenstaande studies tonen een verband in de tijd tussen voornamelijk het domein Fysieke Verschijning en het algehele zelfbeeld en depressieve symptomen. Mogelijk kan dit verband verklaard worden vanuit het Interpersoonlijke Perspectief (James, 1890). Het Interpersoonlijk Perspectief stelt dat het globale zelfbeeld gebaseerd is op de evaluatie op specifieke domeinen die men belangrijk acht voor zichzelf. Men verwacht hierbij dat correlaties tussen het globale zelfbeeld en specifieke domeinen van het zelfbeeld hoger zijn voor domeinen die belangrijk worden geacht in de samenleving. Wanneer men bijvoorbeeld kijkt naar de westerse samenleving dan wordt Fysieke Verschijning als een belangrijk domein gezien door de focus van media op schoonheid en aantrekkelijkheid (Thompson, Heinberg, Altabe, & Tantleff-Dunn, 1999). Als van deze theorie wordt uitgegaan zou men dus kunnen verwachten dat Fysieke Verschijning een grotere invloed heeft op de algehele beoordeling van het zelfbeeld en meer in verband staat met depressieve klachten dan de andere domeinen. Hierop aansluitend blijkt uit meerdere studies een sterke correlatie tussen het domein Fysieke Verschijning en het globale zelfbeeld in vergelijking tot andere
domeinen (Harter, 2012). Daarnaast blijkt Fysieke Verschijning en aantrekkelijkheid een van de domeinen waar het meeste belang aan wordt gehecht bij het vormen van
interpersoonlijke relaties (Anthony, Holmes, & Wood, 2007). Tot op heden zijn er echter nog weinig Nederlandse studies bekend over de relatie tussen het domeinspecifieke zelfbeeld en depressieve klachten. Daarnaast is er nog weinig onderzoek bekend over hoe het verband tussen het domeinspecifieke zelfbeeld en depressieve klachten zich verhoudt bij kinderen.
Het Domeinspecifieke Zelfbeeld en Angstklachten
Bij de relatie tussen het domeinspecifieke zelfbeeld en angstklachten, lijkt zowel bij kinderen als adolescenten Sociale Acceptatie in verband te staan met angstklachten. In Nederlands onderzoek (Muris et al., 2003) met 1143 kinderen werd een verband gevonden tussen angstklachten en de domeinen Schoolvaardigheden, Sociale Acceptatie en Sportieve vaardigheden van de CBSK. Uit Engels onderzoek van Bouchey (2007) met 586 studenten kwamen de sociale domeinen en Fysieke Verschijning naar voren als domeinen die in verband staan met (sociale) angstklachten. De resultaten tonen dat wanneer adolescenten zich romantisch gezien meer aantrekkelijk voelen en zich geaccepteerd en gelijkwaardig voelen in hun relatie dat zij dan een hoger zelfbeeld en minder angstklachten rapporteren. Daarnaast rapporteren zij een hoger zelfbeeld en zijn zij minder vermijdend in nieuwe sociale situaties wanneer zij zich zekerder voelen over hun communicatieve vaardigheden.
Een mogelijke verklaring hiervoor kan worden gevonden in het onderzoek van Greenberg et al. (1992). Uit de resultaten kwam naar voren dat wanneer het zelfbeeld van mensen versterkt wordt door persoonlijke feedback van anderen, zij minder angstklachten ervaren dan wanneer zij dit niet krijgen. De Sociometer Theorie (Leary, Tambor, Terdal, & Downs, 1995) sluit hier ook op aan. De theorie ziet het zelfbeeld als een persoonlijke
psychologische meter die de mate van acceptatie of afwijzing van anderen nagaat en beoordeelt. Uitgaande van deze theorie kan men verwachten dat Sociale Acceptatie een grotere invloed heeft op de algehele beoordeling van het zelfbeeld en meer in verband staat met angstklachten dan de andere domeinen.
Ondersteuning voor de theorie is tot op heden vooral gevonden in relaties tussen sociale factoren en het globale zelfbeeld. Zo blijkt de kwaliteit van sociale interacties en gevoelens van sociale insluiting een voorspeller voor het globale zelfbeeld (Denissen, Penke, Schmitt, & van Aken, 2008). Echter, hierbij zijn de andere domeinen van het zelfbeeld niet meegenomen. Alhoewel de Sociometer Theorie aannemelijk klinkt, is er nog weinig onderzoek bekend over de relatie tussen het domeinspecifieke zelfbeeld en
angstklachten. Mogelijk is het verband tussen andere domeinen en angstklachten net zo sterk of zelfs sterker dan het verband tussen Sociale Acceptatie en angstklachten.
Huidig Onderzoek
In het huidige onderzoek is de dataset in het onderzoek van Aartsma (2016) uitgebreid en wordt onderzocht in hoeverre de aangepaste versies van de CBSK/A betrouwbare meetinstrumenten zijn voor onderzoek naar het domeinspecifieke zelfbeeld van kinderen en adolescenten. Ten eerste wordt de constructvaliditeit onderzocht door middel van een Principal Component Analysis. Hierbij wordt, op basis van de resultaten uit Nederlandse studies (Van den Bergh & Marcoen, 1999; Van Dongen-Melman et al., 1993; Muris et al., 2003) en het onderzoek van Wichstrøm (1995), verwacht dat de items van de aangepaste CBSK laden op de theoretisch gestelde domeinen van Harter (1985;1988). Bij de CBSA wordt de factorstructuur exploratief onderzocht, aangezien er geen Nederlandse studies bekend zijn die de factorstructuur van de CBSA hebben onderzocht en resultaten uit Engelstalige studies mogelijk niet gegeneraliseerd kunnen worden naar andere etnische
groepen (Thomson & Zand, 2002; Trent, Russell, & Cooney, 1994 ). Ten tweede wordt de betrouwbaarheid van de domeinen van de CBSK/A onderzocht door te kijken naar de interne consistentie tussen de items van de verschillende domeinen. Hierbij wordt verwacht dat de items die een bepaald domein behoren te meten ook nagenoeg hetzelfde concept meten. Op basis van eerder onderzoek wordt bij de CBSK een hoge interne consistentie tussen de items verwacht (Muris et al., 2003) en bij de CBSA een middelmatige tot hoge interne consistentie (Treffers et al., 2002). Ten derde wordt de divergente validiteit
onderzocht door middel van meervoudige regressieanalyses. Hierbij wordt verwacht dat de scores op de CBSK/A negatief in verband staan met angst- en depressieve klachten
(SCARED-5, ZBVK, CDI) (o.a. Mann et al., 2004; Pyszczynski et al., 2004; Trzesnieuwski et al., 2006). Tot slot wordt in het huidige onderzoek naar de relaties tussen het
domeinspecifieke zelfbeeld en angst- en depressieve klachten gekeken. Hierbij wordt verwacht dat het domein Fysieke Verschijning in verband staat met depressieve klachten en het domein Sociale Acceptatie met angstklachten. De relaties tussen de overige domeinen en angst- en depressieve klachten zullen exploratief worden onderzocht.
Methode Deelnemers
Aan het onderzoek deden 375 kinderen en adolescenten van het reguliere onderwijs mee in de leeftijd van 8 tot 18 jaar (192 meisjes, 8 t/m 18 jaar, gemiddelde leeftijd 11.24). De richtlijn conform O'Rourke & Hatcher (2013) voor PCA’s is vijf keer het aantal
geanalyseerde items. Bij de CBSK betekent dit een minimum van 186 deelnemers, en bij de CBSA een minimum van 175). In het kader van eerdere bachelorprojecten is een deel (N=246; 137 meisjes) van de data al verzameld bij verscheidene basis- en middelbare scholen in Noord-Holland, Utrecht en Zuid-Holland. In het huidige onderzoek is gebruik
gemaakt van deze data en is daarbij de data van 129 deelnemers afkomstig uit scholen in Noord-Holland toegevoegd aan de al bestaande dataset.
Materiaal
CBSK. Een aangepaste versie van de Competentie Belevingsschaal voor Kinderen (CBSK; Harter, 1985; Veerman et al., 1997) is gebruikt voor het meten van het
domeinspecifieke zelfbeeld bij kinderen van 8 tot 12 jaar. Om de betrouwbaarheid en convergente validiteit te verbeteren, is onder andere het antwoordformat en de
antwoordkeuzes van de vragenlijst aangepast gebaseerd op de aanpassingen bij de
Engelstalige versie van de CBSA in het onderzoek van Wichstrøm (1995). Daarnaast zijn enkele items, die uit een pilot-onderzoek naar voren kwamen als lastig te begrijpen voor (sommige) kinderen, aangepast qua woordgebruik. Hierbij is het woord ‘allerlei’
bijvoorbeeld veranderd in ‘verschillende’ en is “uiterlijk” veranderd in “hoe ik eruitzie”. Tevens is één item over lengte en gewicht opgesplitst in twee afzonderlijke items.
De aangepaste CBSK is een zelf-rapportage vragenlijst bestaande uit 37 items,
waarbij aan kinderen wordt gevraagd op een 4-punts Likertschaal (“helemaal niet waar voor mij” tot “helemaal waar voor mij”) aan te geven in hoeverre een uitspraak op hem/haar van toepassing is. Een voorbeelditem is: “Ik vind het moeilijk om vrienden te maken”. De CBSK bestaat uit de volgende subschalen: Schoolvaardigheden (SV), Sociale Acceptatie (SA), Sportieve vaardigheden (SP), Fysieke verschijning (FV), Gedragshouding (GH) en Globaal gevoel van Eigenwaarde (GE). De score van de CBSK varieert tussen de 0 en 111. Hoe hoger de score, hoe positiever het zelfbeeld. De ruwe subschaalscores worden met behulp van normtabellen omgezet in percentielscores. Bij het huidige onderzoek zal enkel gebruikt worden gemaakt van de ruwe scores. Afname van de CBSK duurt 15 minuten. De betrouwbaarheid van de onaangepaste versie van de CBSK is aanvaardbaar gebleken, met
een gemiddelde Cronbachs alfa van 0.8 (Kline, 1999), en een interne consistentie van de subschalen variërend van 0.73 tot 0.81 (Muris et al., 2003). Daarnaast blijkt een matige validiteit (Veerman et al., 1997) en is de criteriumvaliditeit voor alsnog niet onderzocht (Evers, Van Vliet-Mulder, & Groot, 2000). Bij een Noorweegse versie voor adolescenten werd na aanpassingen een betere factorstructuur, betrouwbaarheid en convergente validiteit gevonden, waar de overige psychometrische eigenschappelijk gelijk bleken (Wichstrøm, 1995). In het huidige onderzoek wordt onderzocht of dit ook opgaat voor de kinderversie.
CBSA. Een aangepaste versie van de Competentie Belevingsschaal voor
Adolescenten (CBSA; Harter, 1988; Treffers et al., 2002) is gebruikt voor het meten van de verschillende domeinen van het zelfbeeld bij adolescenten van 12 tot 18 jaar. Ook deze test is aangepast conform de aanpassingen in het onderzoek van Wichstrøm (1995). Daarnaast zijn ook bij deze vragenlijst enkele items aangepast qua woordgebruik. De aangepaste CBSA bestaat uit 35 items, waar aan de deelnemer wordt gevraagd op een 4-punts
Likertschaal (“helemaal niet waar voor mij” tot “helemaal waar voor mij”) aan te geven in hoeverre een uitspraak op hem/haar van toepassing is. Een voorbeelditem is: “Ik kan voor lange tijd een vriendschap behouden”. De CBSA bestaat uit dezelfde subschalen als de CBSK, maar heeft Hechte Vriendschap (HV) als extra subschaal. De score van de CBSA ligt tussen de 0 en 105. Een hogere score komt overeen met een positiever zelfbeeld. De test-hertestbetrouwbaarheid van de onaangepaste CBSA is goed gebleken (r = 0.72), net als de interne consistentie. De interne consistentie van de subschalen blijkt bij de CBSA te variëren tussen 0.66 tot 0.88 (Treffers et al., 2002). De criteriumvaliditeit van de CBSA is voor alsnog niet onderzocht (Evers et al., 2000). De factorstructuur en gemiddelde
betrouwbaarheid blijkt bij de aangepaste CBSA beter (α = 77.3) ten op zichtte van de oudere versie (α = 66.5) (Wichstrøm, 1995). Tevens blijkt een betere convergente validiteit
en blijken de andere psychometrische eigenschappen van de vragenlijst overeen te komen met die van het oude antwoordformat (Wichstrøm, 1995).
ZBVK. De ZelfBeoordelingsVragenlijst voor Kinderen (ZBVK; Bakker et al., 1989) is een zelf-rapportage vragenlijst, die gebruikt wordt om vast te stellen in hoeverre kinderen van 8 tot 15 jaar angstgevoelens ervaren. De test bestaat uit twee schalen van elk 20 items. Met de toestandsangst-schaal (ZBVK-Nu) wordt gemeten hoe het kind zich op het moment van afname voelt. De deelnemer wordt gevraagd uit drie opties te kiezen hoe hij zich voelt, bijvoorbeeld: “erg rustig”, “rustig” of “niet rustig”. Met de angstdispositieschaal (ZBVK-Alg) wordt gemeten hoe het kind zich in het algemeen voelt. Hierbij wordt de deelnemer gevraagd op een 3-punts Likertschaal (“nooit”, “soms”, “vaak”) aan te geven in welke mate een uitspraak op hem/haar van toepassing is. Een voorbeelditem is: “Ik voel me
ongelukkig”. De score van de ZBVK ligt per schaal tussen de 20 en 60, waarbij een hogere score overeenkomt met een hogere mate van angstklachten. Afname van de ZBVK duurt circa 20 minuten. De validiteit en betrouwbaarheid van de ZBVK is goed gebleken, met Cronbach’s alfa’s hoger dan 0.8 (Bakker et al., 1989).
SCARED-5. De verkorte Nederlandse versie van de Screen for Child Anxiety Related Emotional Disorders (SCARED-5; Birmaher et al., 1999; Muris, Steerneman, & Brinkman, 2000) is een zelf-rapportage vragenlijst bestaande uit 5 items voor het meten van
angstklachten bij kinderen tussen de7 en 19 jaar. Elk item op de vragenlijst komt overeen met een factor die symptomen van een andere angststoornis meet. De factoren zijn
paniek/somatiek, gegeneraliseerde angst, separatieangst, sociale fobie en school fobie. Aan de deelnemer wordt gevraagd op een 3-punts Likertschaal (“bijna nooit”, “soms” of “vaak”) aan te geven in welke mate een uitspraak op hem/haar van toepassing is. Een voorbeelditem
is: “Ik ben bang om alleen thuis te zijn”. Scores op de SCARED-5 liggen tussen de 5 en de 15. Hoe hoger de score, hoe groter het niveau van angstklachten. De duur van de afname van de SCARED-5 is circa 5 minuten. De interne consistentie en discriminante validiteit van de SCARED-5 is goed gebleken (Birmaher et al., 1999).
CDI. De Children’s Depression Inventory (CDI; Timbremont et al., 2008) is een vragenlijst bestaande uit 26 items voor het meten van depressieklachten bij kinderen en adolescenten tussen de 7 en 18 jaar. Officieel bestaat de vragenlijst uit 27 items, echter item 9 over suïcide is buiten beschouwing gelaten gebaseerd op vergelijkbaar onderzoek (Maric, & Schwartz, 2014). Bij de resterende items wordt aan het kind gevraagd uit drie zinnen één zin te kiezen die het beste van toepassing is op zijn gedachten en gevoelens van de
afgelopen twee weken. Een voorbeelditem is: “ik ben soms verdrietig”, “ik ben vaak
verdrietig”, “ik ben altijd verdrietig”. Scores op de CDI liggen tussen de 0 en 52. Vanaf een score van 11 wordt de aanwezigheid van depressiesymptomen vastgesteld. De duur van de afname van de CDI is circa 15 minuten. De betrouwbaarheid van deze lijst is goed gebleken met een Cronbachs alfa van 0.81 (Van Beek, Hessen, Hutteman, Verhulp, & Van Leuven, 2012).
Procedure
Het huidige onderzoek is onderdeel van een grotere studie, waar onder andere ook de Implicit Association Test (IAT; Greenwald, McGhee, & Schwartz, 1998) en de Rosenberg Self-Esteem Scale (RSES; Franck, De Raedt, Barbez, & Rosseel, 2008) zijn afgenomen. Deze testen worden niet verder toegelicht aangezien zij niet relevant zijn voor het huidige onderzoek. De studie is goedgekeurd door de Commissie Ethiek Psychologie (CEP).
Alle meetinstrumenten zijn door middel van een online testbatterij via Qualtrics op laptops, chromebooks of tablets afgenomen bij de kinderen en adolescenten van de deelnemende scholen. De basisscholen en middelbare scholen zijn geworven aan de hand van hun bereidwilligheid tot deelname. Toegang tot de deelnemers is verkregen vanuit de directie van de school en de leerkracht van de betreffende klas waarin de deelnemers zitten. Minimaal twee weken voor de testafname is aan de ouder(s)/verzorger(s) via het internet of per brief informed consent gegeven waarbij toestemming is gevraagd voor deelname van hun kind aan het onderzoek. Vooraf aan de testafname is aan de deelnemer zelf informed consent gegeven en om toestemming gevraagd voor deelname. Alle deelnemers en hun ouders hebben een consent ondertekend. Alvorens de testbatterij werd gestart, is er instructie gegeven, een proefpersoonnummer toegekend en is aan de deelnemer gevraagd zijn proefpersoonnummer, geslacht, leeftijd, land van herkomst (van zichzelf en beide ouders) en type school (plus opleidingsniveau op middelbare school) in te vullen.
Resultaten
Voorbereidende Analyses
In de dataset zijn twee uitbijters gevonden die meer dan drie standaarddeviaties afwijken van het gemiddelde; één op de ZBVK en één op de CDI . Het is mogelijk dat de uitbijters een kind of adolescent met ernstigere depressieve en/of angstklachten
representeren. Uit metingen van het Centraal Bureau van Statistiek in 2014 blijkt
bijvoorbeeld dat 2.1% van de jongens en 4.4% van de meisjes zich depressief te voelen. De uitbijters die in de dataset zijn gevonden, zijn dan ook meegenomen in de analyses, omdat ingeschat wordt dat deze representatief zijn voor de algemene populatie. In totaal zijn er
375 deelnemers meegenomen in de analyse van de vragenlijsten, waaronder 156 kinderen (t/m 11 jaar, 85 meisjes) en 217 adolescenten (12 jaar en ouder, 110 jongens).
Vervolgens is gekeken naar de normaliteit van de verdeling. Gelet op de grootte van de steekproeven is dit gedaan op basis van histogrammen (Field, 2009). Histogrammen van de verschillende vragenlijsten en subschalen van de CBSK/A laten genoeg spreiding zien (Field, 2009). Echter is er bij de totaalscores van de SCARED-5 en CDI wel sprake van scheefheid van de verdeling. De variabelen bevatten veel lage scores, waardoor een lineaire transformatie geen verbetering geeft en de interpretatie van de resultaten bemoeilijkt wordt (Tabachnick & Fidell, 2013). De analyses zijn uitgevoerd met behulp van IBM SPSS Statistics 21.0.
Factorstructuur
Om te kijken of de aangepaste CBSK/A dezelfde factorstructuur laat zien en de items laden op de veronderstelde subschalen van Harter (1985; 2012) zijn Principal Component Analyzes (PCA’s) uitgevoerd. Er is gebruik gemaakt van Oblique Rotation, aangezien verwacht wordt dat de subschalen met elkaar correleren, omdat ze allen een deel van het zelfbeeld meten en dit ondersteund wordt door eerder onderzoek (Muris et al., 2003; Wichstrøm, 1995).
Door de splitsing in adolescenten en kinderen is de steekproef voor kinderen (156) kleiner uitgevallen dan de richtlijn van O'Rourke & Hatcher (2013): vijf keer zoveel deelnemers dan het aantal items dat geanalyseerd wordt (>185). The Kaiser-Meyer-Olkin measure of sampling adequacy (KMO; Field, 2009) laat zien dat de steekproef bestaande uit kinderen evengoed een adequate steekproef is om een PCA bij uit te voeren, KMO = .87 (Field, 2009). Daarnaast toont de significantie bij Bartlett’s test of sphericity aan dat er voldoende correlatie is tussen de variabelen voor een PCA (Field, 2009).
Bij de PCA blijken 56 iterations nodig om een oplossing te vinden met betrekking tot de Oblique Rotation, zie Tabel 1 in de bijlagen. Echter, volgens Field (2009) zouden 25 iterations adequaat moeten zijn voor het vinden van een oplossing. Er is daarom voor de factorladingen zonder Oblique Rotation gekozen, zie Tabel 1. Onder de 37 items, worden vervolgens negen componenten gevonden met een eigenvalue boven de één, waarmee 70,19% van de variantie wordt verklaard. Echter, uit de verschillende factorladingen van de CBSK zijn geen duidelijke gemeenschappelijke thema’s in de factoren te onderscheiden. Om die reden is opnieuw de PCA uitgevoerd, dit keer met het forceren van zes factoren, zie Tabel 2 in de bijlagen. De zes factoren samen verklaren 60,92% van de variantie. Echter, opnieuw zijn er geen gemeenschappelijke thema’s in de factorladingen te onderscheiden, zie Tabel 3 in de bijlagen. Aangezien uit de PCA analyses geen duidelijke factorstructuur van de CBSK naar voren komt, wordt bij de vervolganalyses enkel gebruik gemaakt van de theoretisch gestelde subschalen en de totaalscore van de CBSK.
Tabel 1. Factorladingen van de Aangepaste CBSK (PCA, Oblique Rotation)
Factoren
1 2 3 4 5 6 7 8 9
19. Ik ben tevreden met mijzelf
als persoon. -.823 .317 .244 -.093 .052 .048 .086 .072 -.115
25. Ik ben gelukkig met wie ik
ben. -.772 .308 .092 -.120 .044 .050 .230 -.075 -.010
31. Ik ben erg blij met hoe ik ben. -.755 .375 .212 -.056 .056 .123 .100 .044 -.099 27. Ik zou willen dat meer
kinderen mij aardig vonden. .748 .293 .200 -.017 .016 -.043 .298 -.089 .048
6. Ik ben vaak ontevreden over
mezelf. .700 .286 .121 .069 -.096 .031 -.042 -.014 -.200
5. Ik ben vaak niet tevreden over
de manier waarop ik mij gedraag. .674 .237 -.022 .004 -.128 .330 .146 .240 -.034 29. Ik zou willen dat mijn gezicht
of mijn haar er anders uitzag. .672 .354 .007 .199 -.224 -.141 -.007 .120 -.295 24. Ik kom in de problemen door
de dingen die ik doe. .662 .366 -.236 -.020 .133 .235 .177 .016 .071
23. Ik zou willen dat mijn uiterlijk (hoe ik eruitzie) anders was.
.654 .370 .030 .197 -.309 -.191 .024 .030 -.121 4. Ik ben tevreden over hoe ik
eruitzie. -.651 .420 .353 -.152 -.093 .086 .026 .073 -.135
32. Ik vind het moeilijk op school het antwoord op een vraag te bedenken.
.645 .243 -.120 -.223 .129 .216 -.309 -.058 -.087 14. Ik ben lang bezig met mijn
schoolwerk. .638 .199 .091 -.271 .352 .238 -.304 -.086 -.122
13. Ik vind de manier waarop
mijn leven gaat niet zo fijn. .636 .325 -.076 .088 -.102 .101 .106 -.001 .064
37. Ik vind de manier waarop ik
veel dingen doe niet goed. .635 .340 -.013 -.099 -.079 .059 -.040 .213 -.028
17. Ik zou willen dat mijn
lichaam anders was. .630 .217 .038 .291 -.353 -.196 .003 .166 -.271
20. Ik vergeet vaak wat ik geleerd
heb. .629 .209 -.083 -.016 .196 .124 .171 .103 .139
15. Ik zou graag meer vrienden
willen hebben. .627 .339 .023 -.050 .132 -.299 .195 -.068 .126
2. Ik vind het moeilijk om
28. Ik sta bij sport en spel vaak te kijken in plaats van dat ik
meedoe.
.621 .214 .261 .151 .259 .062 -.210 -.110 -.062
8. Ik heb veel vrienden. -.611 .412 .020 -.076 -.252 .200 -.081 -.058 .169
26. Ik doe het erg goed op school. -.587 .395 -.347 .072 .189 -.066 -.262 .054 -.217 34. Ik ben niet zo goed in een
nieuwe sport of een nieuw buitenspel.
.568 .143 .346 -.006 .056 -.183 -.143 -.097 .302 35. Ik vind dat ik er goed uitzie. -.555 .495 .236 -.122 .020 .047 -.031 .300 -.166 30. Ik doe dingen waarvan ik
weet dat ze niet mogen. .515 .252 -.269 -.079 -.064 .246 .358 .098 .160
10. Ik ben tevreden met mijn
lengte. -.511 .266 .109 .082 .280 -.100 .097 .128 -.176
11. Ik ben tevreden met mijn
gewicht. -.485 .319 .354 -.222 .099 -.156 .262 .308 .245
9. Ik zou het graag veel beter
doen bij sport of gymnastiek. .443 .291 .379 -.086 .130 -.429 -.046 -.289 -.050 18. Ik doe meestal wat van mij
wordt verwacht. -.217 .595 -.332 -.021 .197 -.067 .067 -.314 -.047
33. Ik weet dat andere kinderen
mij leuk vinden. -.183 .556 .013 .178 -.064 .103 -.200 .059 .157
36. Ik gedraag mij erg goed. -.385 .529 -.418 .102 .102 .010 .130 -.143 -.078
1. Ik vind dat ik erg goed ben in
mijn schoolwerk. -.386 .481 -.274 .172 .082 -.103 -.314 .133 .028
12. Ik doe de dingen meestal
zoals het hoort. -.411 .442 -.412 .110 .064 -.265 .151 -.181 .123
3. Ik ben erg goed in sport in
gymnastiek. -.454 .118 .359 .560 .107 .138 -.027 -.014 -.006
22. Ik vind dat ik beter ben in sport en gymnastiek dan andere kinderen.
.262 -.103 .099 .552 .414 .238 -.070 .249 .253 16. Ik doe gemakkelijk mee aan
een nieuwe sport. -.338 .125 .222 .520 -.130 .144 .116 -.398 .160
21. Ik doe altijd veel dingen met
een heleboel andere kinderen. -.249 .325 .137 -.151 -.457 .383 -.175 -.373 .086 7. Ik vind mijzelf net zo slim als
andere kinderen van mijn leeftijd. -.234 .336 -.149 -.046 -.269 -.263 -.355 .283 .513 Ladingen > 0.4 zijn vetgedrukt. Bij de verschillende componenten zijn geen eenduidige gemeenschappelijke thema’s te onderscheiden.
Ook voor de CBSA laat The Kaiser-Meyer-Olkin test zien dat de steekproef
bestaande uit adolescenten, een adequate steekproef is om een PCA bij uit te voeren, KMO = .90. Tevens voldoet de grootte van de steekproef (217) aan de richtlijn van O'Rourke &
Hatcher (2013): vijf keer zoveel deelnemers dan het aantal items (35) dat geanalyseerd
wordt (>175). Daarnaast toont Bartlett’s test of sphericity aan dat er voldoende hoge correlatie zijn tussen de variabelen voor een PCA.
Vervolgens is een PCA over de vijfendertig items van de CBSA uitgevoerd, eerst weer zonder het aantal te verwachten factoren te forceren. Na 11 iterations worden er zeven componenten gevonden met een eigenvalue boven de één, waarmee 64,38% van de
variantie wordt verklaard. Voor de factorladingen na rotatie, zie Tabel 5 in de bijlagen. In tegenstelling tot de CBSK kunnen er bij de CBSA wel gemeenschappelijke thema’s worden onderscheiden. De factorladingen op de componenten suggereren dat het eerste component voornamelijk door een negatief zelfbeeld wordt gerepresenteerd, aangezien tien negatief geformuleerde items van verschillende subschalen positief op het component laden en twee positief geformuleerde items negatief op het component laden. Het tweede component lijkt vooral gerepresenteerd te worden door een positief zelfbeeld met betrekking tot Fysieke Verschijning, Globaal gevoel van Eigenwaarde en sociaal functioneren. Het derde
component door een positieve Gedragshouding, het vierde door Sportieve vaardigheden, het vijfde door Schoolvaardigheden, de zesde door sociaal functioneren, en het zevende
component door antisociaal gedrag.
Echter, het laatste component bestaat uit twee items, die beiden ook hoog op het eerste component laden. De PCA is daarom opnieuw uitgevoerd, dit keer met het forceren van zes factoren. De zes componenten samen verklaren 61,29% van de variantie. Hieruit komen dezelfde gemeenschappelijke thema’s naar voren zoals eerder omschreven, alleen component 6 lijkt nu meer Hechte Vriendschap te representeren en component zeven is
weggevallen. Voor de factorladingen na het forceren in zes factoren, zie Tabel 2. Opvallend is dat enkel de positief geformuleerde items laden op de componenten die gedragshouding, sportieve vaardigheden en schoolvaardigen bedekken. Daarnaast valt op dat op het eerste component zeventien items laden, terwijl op de overige componenten drie tot acht items laden. Aangezien in de gevonden factorstructuur de items ongelijk verdeeld zijn over de verschillende componenten en dit een vertekend beeld kan geven met betrekking tot de interne consistentie en de relatie tussen de verschillende subschalen en angst- en
depressieklachten wordt ook bij de CBSA in de vervolganalyses gebruik gemaakt van de theoretische gestelde subschalen van Harter (1988).
Tabel 2
Factorladingen van de Aangepaste CBSA bij het Forceren in zes Factoren (PCA, Oblique Rotation)
Factoren
1 2 3 4 5 6
28. Ik zou vaak liever iemand anders
willen zijn. .800 .106 -.036 .096 .090 .028
7. Ik ben vaak teleurgesteld in mezelf. .729 .013 .008 -.005 .066 .017
4. Ik ben niet tevreden over hoe ik eruitzie. .705 -.012 -.026 .037 .101 -.126 11. Ik zou willen dat mijn lichaam anders
was. .684 -.046 -.092 .084 .046 .096
16. Ik word door weinig mensen aardig
gevonden. .639 .143 -.024 .032 -.051 .311
22. Ik vind het moeilijk om het goede antwoord te bedenken als de leraar iets vraagt.
.592 -.141 -.028 .025 -.090 -.037 14. Ik ben niet tevreden over de manier
waarop ik leef. .571 -.003 .054 .091 .113 .195
6. Ik kan voor lange tijd een goede
vriendschap behouden. -.563 .493 .027 -.013 .082 .055
12. Ik doe vaak dingen die mij in de
problemen brengen. .524 -.068 .045 -.089 .000 .252
13. Ik heb een goede vriend of vriendin
met wie ik een geheim kan delen. -.519 .406 .051 -.026 -.001 .080
27. Ik vind het moeilijk om vrienden te
maken, op wie ik echt kan rekenen. .501 .038 .024 .025 .072 .452
26. Ik doe dingen waarvan ik weet dat ik
die niet zou moeten doen. .490 -.016 .008 .018 .212 .178
8. Ik doe er lang over om mijn huiswerk af
te maken. .483 -.221 -.198 .056 -.022 .058
17. Ik vind dat ik niet zo goed kan sporten
als mijn leeftijdgenoten. .477 -.132 .000 .404 .111 .106
25. Ik vind mijzelf best aantrekkelijk. .476 .318 -.186 .005 -.370 .097
31. Ik vind mezelf niet sportief. .433 -.205 .056 .368 .002 .255
32. Ik ben tevreden met mijn uiterlijk. .144 .776 .019 .007 -.099 -.072
35. Ik ben best tevreden met hoe ik ben. -.048 .759 .121 .052 -.069 -.137
21. Ik ben best tevreden met mezelf. .013 .742 .100 .062 -.176 -.182
30. Ik heb het gevoel dat ik door veel
leeftijdgenoten geaccepteerd word. -.070 .733 .072 -.062 .021 -.010
Ladingen > 0.4 zijn vetgedrukt. Component 1= negatief zelfbeeld; Component 2 = positief zelfbeeld; Component 3 = gedragshouding (positief); Component 4 = sportieve vaardigheden (positief); Component 5 = schoolvaardigheden (positief); Component 6 = hechte vriendschap (negatief)
Interne Consistentie
Voor het meten van de interne consistentie van de CBSK/A zijn
betrouwbaarheidsanalyses uitgevoerd. De betrouwbaarheidscoëfficiënten van de CBSK liggen tussen de 0.42 en 0.83 , zie Tabel 3. Bij de subschaal Sociale Acceptatie valt op dat de interne consistentie hoger uitvalt (0.71 vs. 0.64) wanneer item 33 wordt verwijderd. Daarnaast valt de interne consistentie bij de subschaal Sportieve vaardigheden hoger uit (0.60 vs 0.42) wanneer item 22 wordt verwijderd.
9. Ik heb veel vrienden. -.250 .670 -.035 .091 .122 .139
23. Ik ben populair bij mijn
leeftijdgenoten. .219 .361 -.190 .093 -.108 .339
5. Ik houd mij meestal aan de regels. .022 .021 .843 -.015 .040 .048
33. Ik gedraag me meestal zoals van mij
verwacht wordt. .136 -.001 .786 .010 -.039 -.160
19. Ik vind dat ik mij meestal goed
gedraag. -.163 .143 .738 -.051 -.066 .129
24. Ik ben meteen goed in elke buitensport
waar ik aan begin. .108 -.144 -.046 .846 -.071 -.084
10. Ik denk dat ik elke nieuwe sport
gemakkelijk kan. .047 .072 -.047 .843 .024 -.050
3. Ik ben erg goed in verschillende sporten. -.274 .200 .052 .840 -.014 .029 29. Ik vind dat ik best intelligent ben. -.023 .080 -.036 -.072 -.846 -.066 1. Ik vind mijzelf minstens zo slim als
mijn leeftijdgenoten. -.266 -.030 -.008 .084 -.738 .085
15. Ik ben erg goed op school. .013 .029 .370 .071 -.573 .058
20. Ik heb geen echt goede vriend of
vriendin om samen dingen mee te doen. -.085 -.087 -.106 -.036 -.038 .834
34. Ik heb geen vriend of vriendin met wie
ik heel persoonlijke gedachten kan delen. .227 -.228 .091 .075 -.029 .641
Tabel 3
Beschrijvende statistiek (Gemiddeldes, Standaarddeviaties, Betrouwbaarheidscoëfficiënten) van de subschalen van de CBSK
Bij de CBSA liggen de betrouwbaarheidscoëfficiënten tussen de 0.55 en 0.78, zie Tabel 4. Hierbij valt op dat de interne consistentie van de subschaal Fysieke Verschijning hoger uitvalt (0.64 vs. 0.56) wanneer item 25 wordt verwijderd.
Tabel 4
Beschrijvende Statistiek (Gemiddeldes, Standaarddeviaties, Betrouwbaarheidscoëfficiënten) van de Subschalen van de CBSA
Schaal Gemiddelde (SD)
α
Schoolvaardigheden Sociale Acceptatie Sportieve vaardigheden Fysieke Verschijning GedragshoudingGlobaal gevoel van Eigenwaarde Totaalscore 7.25 (2.07) 8.26 (2.26) 7.63 (2.39) 11.20 (2.64) 7.73 (2.34) 9.13 (2.10) 51.21 (8.89) .65 .64 .42 .78 .65 .83 .76 Schaal Gemiddelde (SD)
α
Schoolvaardigheden Sociale Acceptatie Sportieve vaardigheden Fysieke Verschijning Gedragshouding Hechte VriendschapGlobaal gevoel van Eigenwaarde Totaalscore 7.08 (1.74) 7.22 (2.22) 6.64 (3.07) 6.45 (2.21) 7.14 (1.93) 6.72 (1.78) 6.16 (1.95) 47.41 (9.26) .59 .55 .65 .56 .68 .74 .77 .78
Divergente Validiteit
Aangezien er sprake is van ordinale variabelen en uitbijters in de dataset zijn voor het meten van de relatie tussen de CBSK/A en de CDI, SCARED-5 en ZBVK Spearman Correlations uitgevoerd (Field, 2009), zie Tabel 5. Er zijn negatieve correlaties gevonden tussen de CBSK en de ZBVK (Rs = -.50, p < .001), de SCARED-5 (Rs = -.38, p < .001) en de CDI (r = -.46, p < .001). Als ook tussen de CBSA en de ZBVK (Rs = -.55, p < .001), de SCARED-5 (Rs = -.42, p < .001) en de CDI (Rs = -.58, p < .001). Dit betekent dat een hoge score op de CBSK/A in verband staat met een lage mate van angst- of depressieve klachten voor zowel kinderen als adolescenten.
Tabel 5
Spearman Correlaties tussen CBSK/A en CDI, SCARED-5 en ZBVK
Het Domeinspecifieke Zelfbeeld en Angst- en Depressieklachten
De relatie tussen het domeinspecifieke zelfbeeld en angst- en depressieklachten is onderzocht met behulp van meervoudige regressieanalyses. Bij de ZBVK blijken de theoretische schalen SA (β = -.26, p < .01) en SP (β = -.18, p = .02) significante
voorspellers voor de angstklachten van kinderen. Wanneer een kind zichzelf meer sociaal geaccepteerd voelt en/of zich meer sportief vaardig voelt, zal hij minder angstklachten ervaren. SV (β = 15, p = 0.08), FV (β = .11, p = .28), GH (β = .08, p = .40) en GE (β = -.12, p = .25) kunnen de angstklachten niet verklaren. De zes schalen verklaren samen 57.8% (R2 = .033, p <.001) van de angstklachten bij kinderen, waarin de schalen SA en SP de
CBSK CBSA ZBVK SCARED-5 CDI -.50 -.38 -.46 -.55 -.42 -.58
Tabel 6
De Subschalen van de CBSK als Voorspellers voor Angstklachten (ZBVK)
Bij adolescenten blijken de theoretische schalen SP (β = -.14, p < .01), FV (β = -.22, p < .01) en GE (β = -.33, p < .001) significante voorspellers voor de angstklachten van
adolescenten, zie Tabel 7. Wanneer een adolescent zichzelf meer sportief vaardig voelt, zich beter voelt over zijn fysieke verschijning en/of de algehele perceptie over zichzelf beter is, zal hij minder angstklachten ervaren. SV (β = -1.33, p = 0.19), SA (β = -.09, p = .13), GH (β = -.00, p = .94) en HV (β = -.33, p = .14) kunnen de angstklachten niet verklaren. De zeven schalen verklaren 69% (R2 = .477, p <.001) van de angstklachten bij adolescenten, waarin de schalen SP, FV en GE de grootste variantie verklaren.
Tabel 7
De Subschalen van de CBSA als Voorspellers voor Angstklachten (ZBVK)
Schaal b SE B βeta p Schoolvaardigheden -.40 .22 -.15 .082 Sociale Acceptatie Sportieve vaardigheden Fysieke Verschijning Gedragshouding
Globaal gevoel van Eigenwaarde
-.61 .22 -.26 -.39 .17 -.18 -.21 .20 -.10 -.17 .20 -.08 -.30 .26 -.12 .005 .023 .280 .399 .247 Schaal b SE B βeta p Schoolvaardigheden Sociale Acceptatie Sportieve vaardigheden Fysieke Verschijning Gedragshouding Hechte Vriendschap -.24 .18 -.07 -.26 .17 -.09 -.29 .11 -.14 -.63 .20 -.22 -.01 .16 -.00 -.26 .18 -.08 .185 .130 .009 .002 .939 .143
Resultaten op basis van de SCARED-5, waarmee ook de angstklachten van kinderen en adolescenten zijn gemeten, laten andere voorspellers zien. Zie Tabel 8 en 9. De schalen SP (β = -.30, p < .001) en FV (β = -.2.95, p < .01) blijken significante voorspellers voor de angstklachten van kinderen. Wanneer een kind zich meer sportief vaardig voelt en/of zich beter voelt over zijn fysieke verschijning, zal hij minder angstklachten ervaren. SV (β = -.06, p = .47), SA(β = -.17, p = .08), GH (β = -.83, p = .41) en GE (β = -.00, p = .98) kunnen de angstklachten niet verklaren. De zes schalen verklaren samen 54.2% (R2 = .294,
p <.001) van de angstklachten bij kinderen, waarin de schalen SP en FV de grootste variantie verklaren.
Tabel 8
De Subschalen van de CBSK als Voorspellers voor Angstklachten (SCARED-5)
Tabel 9
De Subschalen van de CBSA als Voorspellers voor Angstklachten (SCARED-5)
Schaal b SE B βeta p Schoolvaardigheden -.05 .70 -.06 .469 Sociale Acceptatie Sportieve vaardigheden Fysieke Verschijning Gedragshouding
Globaal gevoel van Eigenwaarde
-.11 .07 -.17 -.19 .06 -.30 -.17 .05 -.30 .05 .06 .08 .00 .08 .02 .075 .000 .004 .411 .983 Schaal b SE B βeta p Schoolvaardigheden Sociale acceptatie Sportieve vaardigheden Fysieke verschijning Gedragshouding -.07 .05 -.07 -.02 .05 -.02 -.11 .03 -.21 -.05 .05 -.07 -.14 .05 -.17 .191 .730 .000 .376 .002
De schalen SP (β = -.3.7, p < .001), GH (β = -.17, p < .01) en GE (β = -5.61, p < .001) komen bij de SCARED-5 naar voren als significante voorspellers voor de angstklachten van adolescenten, zie Tabel 9. Wanneer een adolescent zichzelf meer sportief vaardig voelt, zich beter voelt over zijn gedragshouding en/of de algehele perceptie over zichzelf beter is, zal hij minder angstklachten ervaren. SV (β = -.07, p = 0.19), SA (β = -.02, p = .73), FV (β = -.89, p = .38) en HV (β = -.07, p = .23) kunnen de angstklachten niet verklaren. De zeven schalen samen verklaren 52% (R2 = .38, p <.001) van de angstklachten bij adolescenten, waarin de schalen SP, GH en GE de grootste variantie verklaren.
Tot slot blijken op schaalniveau, zie Tabel 10, de schalen SV (β = -2.42, p < .01) en GH (β = -2.8, p < .01) significante voorspellers voor de depressie klachten van kinderen. Wanneer een kind zichzelf meer sociaal vaardig voelt en/of zich beter voelt over zijn gedragshouding, zal hij minder depressieve klachten ervaren. SA (β = -1.88, p = 0.06), SP (β = -.94, p = 0.35), FV (β = -.54, p = .59), en GE (β = -1.85, p = 0.07) kunnen de
depressieve klachten niet verklaren. De zes schalen verklaren samen 64.1% (R2 = .41, p <.001) van de depressieve klachten bij kinderen, waarin de schalen SV en GH de grootste variantie verklaren.
De schalen SA (β = -.17, p < 01), SP (β = -.10, p < .05), FV (β = -.21, p < .01), GH (β = -.26, p < .001), HV(β = -.17, p = .001) en GE (β = -2.02, p < .01) blijken allen significante voorspellers voor de depressieve klachten van adolescenten, zie Tabel 11. Wanneer een adolescent zich meer sociaal geaccepteerd voelt, zich meer sportief vaardig voelt, en/of zich beter voelt over zijn FV, GH en/of over zijn HV, zal hij minder depressieve klachten ervaren. SV (β = -.09, p = 0.07) kunnen de depressieve klachten niet verklaren. De zeven schalen samen verklaren 73.5% (R2 = .541, p <.001) van de depressieve klachten bij adolescenten, waarin de schalen GH, HV en GE de grootste variantie verklaren.
31 Tabel 10
De Subschalen van de CBSK als Voorspellers voor Depressieve Klachten (CDI)
Tabel 11
De Subschalen van de CBSA als Voorspellers voor Depressieve Klachten (CDI)
Discussie Bevindingen
In de huidige studie is onderzocht of aanpassingen bij de CBSK/A de psychometrische eigenschappen van de meetinstrumenten ten goede komen. Daarnaast is de relatie tussen het domeinspecifieke zelfbeeld en angst- en depressieve klachten bij kinderen en adolescenten onderzocht. De constructvaliditeit bij de CBSK blijkt onvoldoende, aangezien de items van
Schaal b SE B βeta p Schoolvaardigheden -.64 .21 -.24 -.39 .21 -.16 -.15 .16 -.07 -.10 .19 -.05 -.54 .19 -.23 -.45 .24 -.17 .003 Sociale Acceptatie Sportieve vaardigheden Fysieke Verschijning Gedragshouding
Globaal gevoel van Eigenwaarde
.063 .347 .588 .006 .067 Schaal b SE B βeta p Schoolvaardigheden Sociale Acceptatie Sportieve vaardigheden Fysieke Verschijning Gedragshouding Hechte Vriendschap
Globaal gevoel van Eigenwaarde
-.31 .17 -.09 -.48 .16 -.17 -.21 .10 -.10 -.60 .19 -.21 -.86 .15 -.26 -.61 .17 -.17 -.67 .22 -.20 .073 .003 .049 .002 .000 .001 .002
de CBSK niet laden op de theoretisch gestelde domeinen van Harter (1985). Bij de aangepaste CBSA wordt de factorstructuur wel gedeeltelijk teruggevonden. Positief geformuleerde items van de subschalen GH, SV en SP laden op afzonderlijke factoren. De positief geformuleerde items van de subschalen FV, HV, GE en SA laden voornamelijk op eenzelfde factor. Daarnaast laden de negatief geformuleerde items van alle subschalen voornamelijk op eenzelfde factor, met uitzondering van die van HV die op een
afzonderlijke factor laden. De interne consistentie van de aangepaste CBSK (α = 0.76) en CBSA (α = 0.78) blijken op basis van de totaalscore voldoende (Kline, 1999). De interne consistentie van de theoretisch gestelde subschalen van de CBSK blijken laag tot hoog (α = 0.42 tot 0.83) en daarmee onvoldoende (Kline, 1999). Indien item 22 wordt verwijderd blijkt de interne consistentie middelmatig tot hoog (α = 0.60 tot 0.83) en daarmee twijfelachtig. De interne consistentie van de theoretische subschalen van de CBSA blijkt ook middelmatig tot hoog ofwel twijfelachtig (α = 0.55 tot 0.77) (Field, 2009; Kline, 1999). Daarnaast is ondersteuning gevonden voor de divergente validiteit van de aangepaste
CBSK/A, aangezien er negatieve verbanden zijn gevonden tussen de CBSK/A en angst- en depressieve klachten (Field, 2009). Tot slot bleken SP in verband te staan met angstklachten van kinderen en SV en GH met depressieve klachten. Bij adolescenten bleken SP ook in verband te staan met angstklachten en bleken alle subschalen met uitzondering van de SV in verband te staan met depressieve klachten. Echter, aangezien de theoretische subschalen niet geheel zijn teruggevonden in deze dataset, dienen de gevonden verbanden met voorzichtigheid te worden geïnterpreteerd.
De items van de CBSK laden in eerder onderzoek (Muris et al., 2003) wel op de theoretisch gestelde domeinen van Harter (1985). Daarnaast werd in eerder onderzoek een betere factorstructuur en hogere interne consistentie bij de subschalen van de CBSA gevonden (α = 0.66 tot 0.88 ; Treffers et al., 2002). Aangezien de betrouwbaarheid en
validiteit van de Noorweegse CBSA verbeterden na aanpassingen van Wichstrøm (1995), werd dit in het huidige onderzoek ook verwacht voor de Nederlandstalige CBSK/A. Ondanks dat de resultaten niet geheel tegemoet kwamen aan de verwachtingen, lijkt het te voorbarig om op basis van het huidige onderzoek te concluderen dat de aanpassingen van de CBSK/A de psychometrische eigenschappen van de meetinstrumenten niet ten goede komen.
Verklaringen
Het is mogelijk dat de subschalen van de CBSK/A niet geheel worden teruggevonden door de gemaakte aanpassingen. Harter (1985; 2012) ontwierp het originele format om sociaal wenselijke antwoorden te voorkomen. Door het format te veranderen, gaat dit wellicht niet meer op en beantwoorden kinderen en adolescenten de vragen naar wat zij denken dat sociaal wenselijk is in plaats naar wat zij zelf denken. Echter, in het onderzoek van Wichstrøm (1995) is naast de betrouwbaarheid en validiteit ook de sociaal
wenselijkheid bij zowel het oude format van de CBSA als het nieuwe format onderzocht. Resultaten laten zien dat de aanpassingen bij de CBSA geen invloed hebben op de mate van sociaal wenselijke antwoorden. Echter, mogelijk zijn deze resultaten niet te generaliseren naar de Nederlandse versie of de kinderversie.
Daarnaast is het mogelijk dat de factorstructuur van de CBSK/A anders dient te worden onderzocht. In eerder onderzoek van Shevlin (2003) wordt bijvoorbeeld de subschaal Globaal gevoel van Eigenwaarde niet meegenomen in factoranalyses. Hierop aansluitend stelt Harter (1985) dat met de subschaal GE geen algemene competentie wordt gemeten en het domein als onafhankelijke factor moet worden benaderd. Als extra analyses zijn daarom de PCA analyses opnieuw uitgevoerd, maar dit keer zonder de items van de subschaal GE. Bij de factorladingen van de CBSK konden er nog steeds geen
gemeenschappelijke thema’s worden onderscheiden, zie Tabel 3 en 4 in de bijlagen. Echter, bij de CBSA werd een betere factorstructuur gevonden met hogere factorladingen en een gelijkmatigere verdeling over de verschillende componenten. Hierbij verklaarden zeven componenten 65,13% van de variantie, zie Tabel 6 in de bijlagen. Echter, alsnog laden niet alle items op de juiste factoren en lijkt er weinig onderscheid te zijn in de subschalen FV, SA en HV. Mogelijk dient de factorstructuur van de CBSK/A niet alleen op een andere wijze maar ook met behulp van andere analyses en statistische programma’s te worden onderzocht (o.a. Shevlin, 2003). DeVellis (2003) stelt dat PCA uitgaat van datareductie, waardoor de meeste items laden op de eerste factor en aan elkaar gerelateerde dimensies mogelijk in onvoldoende mate in empirische componenten te onderscheiden zijn. Bij een analyse als de Item Response Theory (IRT) worden de individuele items daarentegen per schaal beoordeeld met meer detail in het onderscheid van de standaardmeetfout. Hierdoor is meer informatie beschikbaar over in welke mate items van elkaar verschillen op een schaal (DeVellis, 2003). Gezien de huidige resultaten is een analyse, zoals IRT, mogelijk beter geschikt voor het exploratief meten van de factorstructuur.
Een andere verklaring voor de gevonden resultaten kan mogelijk worden gevonden in maatschappelijke veranderingen van de afgelopen jaren. Zoals eerder besproken, stelt het Interpersoonlijk Perspectief (James, 1890) dat het globale zelfbeeld gebaseerd is op de evaluatie van specifieke domeinen die men belangrijk acht voor zichzelf en dat correlaties tussen het globale zelfbeeld en specifieke domeinen van het zelfbeeld hoger zijn voor domeinen die belangrijk worden geacht in de samenleving. Het zelfbeeld wordt hierbij beïnvloed door televisie, advertenties, films en videoclips (Baumeister, 2013). Mogelijk zijn door de jaren heen andere domeinen van het zelfbeeld belangrijker geworden en is de oude indeling in domeinen niet meer passend bij de domeinen die in de huidige samenleving belangrijk worden geacht.
Daarnaast is het mogelijk dat kinderen en (jongere) adolescenten domeinspecifieke processen nog niet makkelijk kunnen onderscheiden (Maric & Schwartz, 2014). De competentiebeleving van kinderen blijkt realistischer en sterker in verband te staan met de goedkeuring van belangrijke anderen naarmate zij ouder worden (o.a. Marsh, Craven, & Debus, 1998; Wigfield et al., 1997). Dit biedt mogelijk een verklaring waarom in het huidige onderzoek bij de CBSA sommige subschalen wel worden gerepliceerd en bij de CBSK niet. Hierbij is het mogelijk dat wanneer de factorstructuur van oudere adolescenten (>14 jaar) wordt bekeken, er een nog duidelijkere factorstructuur naar voren komt. Dit doordat zij beter in staat zijn de verschillende componenten te onderscheiden dan jongere adolescenten (<14 jaar). Eiser et al. (1995) stellen namelijk dat sommige adolescenten tussen de 12 en 14 jaar ook nog niet in staat zijn verschillende componenten van het zelfbeeld te onderscheiden. Om deze reden is een extra PCA analyse uitgevoerd, waarbij alleen adolescenten van 14 jaar en ouder zijn meegenomen. Hierbij werd geen duidelijkere factorstructuur gevonden, zie Tabel 7 in de bijlagen. Echter, de steekproef (107 deelnemers >14 jaar) bevat niet de benodigde 175 deelnemers voor een betrouwbare analyse (O'Rourke
& Hatcher, 2013), waardoor de resultaten lastig zijn te interpreteren.
Tot slot is de factorstructuur die is gevonden bij de CBSA mogelijk te verklaren vanuit een combinatie van de Sociometer Theorie en het Interpersoonlijke Perspectief. Het is mogelijk dat de subschalen SA en FV meer in verband staan met het globale zelfbeeld dan de overige subschalen en dit verband zodanig groot is dat de scores op de subschalen FV, SA en GE met elkaar overlappen en er geen afzonderlijke factoren meer worden onderscheiden. Vanuit de Sociometer Theorie (Leary et al. 1995) kan dit verklaard worden doordat iemand zijn Fysieke Verschijning en de andere domeinen evalueert vanuit de feedback die hij van anderen ontvangt. Indien iemand zich sociaal geaccepteerd voelt, zal deze feedback naar verwachting positiever zijn, aldus ook de evaluaties op de verschillende
domeinen. Vanuit het Interpersoonlijk Perspectief (James, 1890) kan vervolgens verklaard worden dat FV en SA in onze samenleving belangrijk worden geacht, waardoor het globale zelfbeeld hier mogelijk grotendeels door wordt bepaald. Ofwel het belang wat men hecht aan een bepaald domein modereert het effect ervan op het globale zelfbeeld (Pelham, 1995). Wanneer men dit doortrekt naar de factorstructuur die is gevonden bij kinderen, dan is het mogelijk dat in de adolescentie bepaalde domeinen zoals FV en SA belangrijker worden, waar er bij kinderen nog nauwelijks onderscheid wordt gemaakt in het belang van de
verschillende domeinen voor het algehele zelfbeeld (Harter, 1999; 2003). Mogelijk biedt dit ook een verklaring waarom de factorstructuur bij kinderen niet is teruggevonden.
Tekortkomingen en Aanbevelingen
Alhoewel de KMO test bij de steekproef met kinderen aangeeft dat de steekproef adequaat is voor het uitvoeren van een PCA, wordt de richtlijn van O'Rourke en Hatcher
(2013) – vijf keer het aantal geanalyseerde items - bij de CBSK niet gehaald. Mogelijk
wordt een duidelijkere factorstructuur gevonden bij een groter aantal deelnemers.
Een andere tekortkoming van het huidige onderzoek is het gebruik van een homogene steekproef. De steekproef betreft Nederlandse kinderen en adolescenten van het reguliere onderwijs. Aangezien eerder onderzoek uitwijst dat een andere factorstructuur gevonden wordt bij andere etnische groepen (Thomson & Zand, 2002; Wichstrøm, 1995), kunnen de resultaten niet gegeneraliseerd worden naar andere landen en culturen. Daarnaast kunnen de resultaten niet gegeneraliseerd worden naar kinderen of adolescenten die een andere vorm van onderwijs volgen, bijvoorbeeld kinderen of adolescenten met een verstandelijke beperking.
Ook is er in het onderzoek niet gekeken naar de sociale wenselijkheid,
uitgevoerd voor het meten van de factorstructuur. Allen kunnen extra informatie geven bij het analyseren van de psychometrische eigenschappen van de CBSK/A en de relaties tussen het domeinspecifieke zelfbeeld en angst- en depressieve klachten. Zo blijkt bijvoorbeeld dat jongens een hoger zelfbeeld hebben op het gebied van SP en FV dan meisjes. Meisjes daarentegen hebben een hoger zelfbeeld wat betreft sociaal gedrag richting leeftijdsgenoten (Cole et al., 2001). Mogelijk spelen sekseverschillen ook een rol bij de relaties tussen het domeinspecifieke zelfbeeld en angst- en depressieklachten. Tevens kunnen
ontwikkelingsprocessen de relaties tussen het domeinspecifieke zelfbeeld en angst- en depressieve klachten beïnvloeden. Wanneer blijkt dat kinderen minder onderscheid kunnen maken tussen de verschillende domeinen, dan zijn de relaties bij kinderen mogelijk minder informatief dan die van adolescenten. Kortom vervolgonderzoek, die de gebruikte
statistische analyses, sociale wenselijkheid, ontwikkelingsprocessen en sekseverschillen als aspecten meeneemt, is wenselijk om een gedetailleerder en completer beeld te krijgen van de validatie van de CBSK/A en het gebruik ervan bij verschillende doelgroepen. Als ook van de relaties tussen het domeinspecifieke zelfbeeld en angst- en depressieve klachten.
Tot slot is het gevonden negatieve verband tussen SP en angst- en depressie klachten in lijn met eerder onderzoek (o.a. Biddle & Mutrie, 2008; Lawlor & Hopker, 2001; de Moor, Beem, Stubbe, Boomsma, & De Geus, 2006). Sporten blijkt zelfs als (preventieve) behandeling ingezet te kunnen worden naast psychotherapie en farmacotherapie tegen angst- en depressieve klachten (Craft & Landers, 1998; Leith, 1994; Ströhle, 2009). Een mogelijke vervolgstap is om te onderzoeken of de evaluatie van de zelfbeelddomeinen een moderator kan zijn voor de effectiviteit van bepaalde interventies tegen angst- en
depressieve klachten. Iemand met een lage competentiebeleving op het gebied van SP kan bijvoorbeeld meer baat hebben bij sporten als interventie dan iemand met een hogere competentiebeleving op dat gebied.
Conclusie
Concluderend worden bij de aangepaste CBSA betere psychometrische eigenschappen gevonden dan bij de aangepaste CBSK. Daarnaast zijn er diverse verbanden gevonden tussen het domeinspecifieke zelfbeeld en angst- en depressieklachten. Mogelijk speelt het domeinspecifieke zelfbeeld bij kinderen een minder belangrijke rol dan bij adolescenten. Vervolgonderzoek is nodig om de psychometrische eigenschappen van de
meetinstrumenten en de relaties tussen het domeinspecifieke zelfbeeld en angst en
depressieklachten verder te verduidelijken. Voor vervolgonderzoek wordt aangeraden om de gebruikte statistische analyses zorgvuldig te overwegen en rekening te houden met ontwikkelingsprocessen, sociaal wenselijkheid, sekseverschillen en het belang dat een individu toekent aan de verschillende domeinen.
Referenties
Aartsma, G. (2016). The Dutch Self-Perception Profile for Children (CBSK)-Revised: Psychometric Evaluation (niet-gepubliceerde bachelorthese). Universiteit van Amsterdam, Amsterdam.
Anthony, D. B., Wood, J. V., & Holmes, J. G. (2007). Testing sociometer theory: Self esteem and the importance of acceptance for social decision-making. Journal of Experimental Social Psychology, 43(3), 425-432.
Bakker, F. C., Van Wieringen, P. C. W., Van der Ploeg, H. M., & Spielberger, C. D. (1989). ZBV-K. Lisee: Swets & Zeitlinger.
Baumeister, R. F., Campbell, J. D., Krueger, J. I., & Vohs, K. D. (2003). Does high self-esteem cause better performance, interpersonal success, happiness, or healthier lifestyles?. Psychological Science in the Public Interest, 4(1), 1-44. Biddle, S. J. H. & Mutrie, N. (2008). Psychology of physical activity: determinants, well
being and interventions. London: Routledge.
Birmaher, B., Brent, D. A., Chiappetta, L., Bridge, J., Monga, S., & Baugher, M. (1999). Psychometric properties of the Screen for Child Anxiety Related Emotional Disorders (SCARED): a replication study. Journal of the American Academy of Child & Adolescent Psychiatry, 38(10), 1230-1236.
Bos, A. E., Muris, P., Mulkens, S., & Schaalma, H. P. (2006). Changing self-esteem in children and adolescents: A roadmap for future interventions. Netherlands Journal of Psychology, 62(1), 26-33.
Bouchey, H. A. (2007). Perceived romantic competence, importance of romantic domains, and psychosocial adjustment. Journal of Clinical Child and Adolescent
Psychology, 36(4), 503-514.
T. (2001). The development of multiple domains of child and adolescent self concept: A cohort sequential longtudinal design. Child Development, 72 (6), 1723-1746.
Costello, E. J., Mustillo, S., Erkanli, A., Keeler, G., & Angold, A. (2003). Prevalence and development of psychiatric disorders in childhood and adolescence. Archives of General Psychiatry, 60(8), 837-844.
Craft, L.L. & Landers, D.M. (1998). The effect of exercise on clinical depression and depression resulting from mental illness: A meta-analysis. Journal of Sport and Exercise Psychology, 20, 339-357.
Denissen, J. J., Penke, L., Schmitt, D. P., & Van Aken, M. A. (2008). Self-esteem reactions to social interactions: Evidence for sociometer mechanisms across days, people, and nations. Journal of Personality and Social Psychology, 95(1), 181.
DeVellis, R. (2003). Scale Development Theory and Applications (2nd ed.). Londen: Sage Publications, Inc.
Dubois, D. L., & Flay, B. R. (2004). The healthy pursuit of self-esteem: Comment on and alternative to the Crocker and Park (2004) Formulation. Psychological Bulletin, 130, 415-420.
Eiser, C., Eiser, J. R., & Havermans, T. (1995). The measurement of self-esteem: Practical and theoretical considerations. Personality and Individual Differences, 18(3), 429-432.
Emmelkamp, P. M. G., & Scholing, H. A. (1995). Angst, fobieën en dwang.: Diagnostiek en behandeling. Houten: Bohn Stafleu Van Loghum.
Evers, A., van Vliet-Mulder, J. C., & Groot, C. J. (2000). COTAN Documentatie van tests en testresearch in Nederland. Amsterdam: Boom test uitgevers.
