Wiskundeangst op school
Het verband tussen impliciete versus
expliciete associaties
Anne Smit
10002680
Universiteit van Amsterdam Eva Schmitz
Bachelorproject Klinische Ontwikkelingspsychologie 4887 woorden
Abstract
In deze studie is gekeken naar het verband tussen expliciete en impliciete associaties bij zowel trait anxiety als wiskundeangst. Expliciete associaties bij trait anxiety werden gemeten door de ZBV-K en de expliciete associaties bij wiskundeangst door de AMAS. Om de
impliciete associaties in kaart te brengen werd er een Zelf SC-IAT en een Wiskunde SC-IAT afgenomen. De 188 proefpersonen waren afkomstig uit de derde klas van de middelbare school. De resultaten laten zien dat er geen verband bestaat tussen expliciet gemeten trait
anxiety en impliciet gemeten trait anxiety. Ook bij wiskundeangst is er geen verband
gevonden tussen de expliciet en impliciet gemeten wiskundeangst. Hieruit kan geconcludeerd worden dat expliciete associaties geen voorspellers zijn voor impliciete associaties bij trait
Angst is een emotie waar veel mensen met enige regelmaat mee te maken krijgen. Angst wordt in de literatuur omschreven als een gevoel van hulpeloosheid en onzekerheid als er sprake is van een zekere dreiging (May, 1977). Trait anxiety wordt beschreven als een stabiele persoonlijkheidseigenschap, waarbij een persoon de neiging heeft om situaties en stimuli te interpreteren als bedreigend of onveilig (Spielberger & Sydeman, 1994). Een eigenschap als trait anxiety speelt mogelijk een rol bij het ontwikkelen of in stand houden van specifiekere angsten, zoals sociale angst of angst op school. De laatste jaren is er meer
aandacht gekomen voor angst op school en in het bijzonder voor wiskundeangst (e.g. Nosek, Banaji & Greenwald, 2002; Núñez-Peña, Suárez-Pellicioni & Bono, 2013; Young, Wu & Menon, 2012).
Wiskundeangst wordt gekenmerkt door gevoelens van angst, nervositeit en spanning met betrekking tot rekenen (Hembree, 1990). Hierbij gaat het vooral om het rekenen met getallen en het oplossen van wiskundige problemen (Richardson & Suin, 1972). Deze
negatieve gevoelens ten opzichte van rekenen hebben invloed op het dagelijks functioneren en kunnen zelfs leiden tot problemen met het vak wiskunde in de schoolcontext (Ashcraft & Krause, 2007). Deze wiskundeproblemen kunnen op hun beurt serieuze gevolgen hebben voor de wiskundeprestaties van leerlingen en zelfs leiden tot vermijding van wiskunde op school of in een verdere carrière (Geary, Hoard, Nugent & Bailey, 2012; Hart et al., 2015).
Wiskundeangst wordt veelal gemeten door vragenlijsten, deze leveren een hoop informatie op over de mate van angst (e.g. Núñez-Peña et al., 2013; Wu, Willcutt, Escoar & Menon, 2014). Bij angst is er veelal sprake van onbewuste, impliciete associaties tussen concepten die geactiveerd worden als er sprake is van een zekere dreiging (Hembree, 1990; Spielberger & Sydeman, 1994). Ook bij wiskundeangst kan er sprake zijn van dergelijke impliciete
associaties die invloed kunnen hebben op het ontwikkelen of in stand houden van wiskundeangst (Rubinsten, Bialik, & Solar, 2012). Vandaar dat er in de huidige studie
gekeken zal worden of er een sprake is van een impliciete associatie bij wiskundeangst en in hoeverre de expliciete metingende impliciete mate van zowel trait anxiety als wiskundeangst kunnen voorspellen. Op basis van deze bevindingen zouden er interventies ontwikkeld kunnen worden om wiskundeangst te verminderen.
Trait anxiety en wiskundeangst
Een vraag die veel onderzoekers zichzelf stellen is of er een verband bestaat tussen
trait anxiety en wiskundeangst. Hembree (1990) heeft onderzoek gedaan naar het verband
tussen scores op de Math Anxiety Rating Scale (MARS) en verschillende vormen van angst. De MARS is een veelgebruikte vragenlijst om wiskundeangst te meten, hierbij wordt gekeken naar de negatieve attitudes en gevoelens van deelnemers ten opzichte van wiskunde (e.g. Hart et al., 2015; Núñez-Peña et al., 2013; Richardson & Suinn, 1972). Hembree (1990) vond een zwakke tot gemiddelde correlatie tussen trait anxiety en wiskundeangst. Dit zou erop kunnen wijzen dat wiskundeangst niet alleen het gevolg is van een hoge mate van trait anxiety. In een andere studie (Young, Wu & Menon, 2012) is met behulp van fMRI gekeken wat de invloed is van wiskundeangst en trait anxiety op de hersenfuncties. Uit de resultaten bleek dat er
verschillende hersengebieden actief zijn bij wiskundeangst en trait anxiety. Bij deelnemers met een hoge mate van wiskundeangst bleken er minder effectieve verbindingen te bestaan tussen hersengebieden die te maken hadden met getalbegrip en het oplossen van wiskundige problemen. Hieruit kan geconcludeerd worden dat trait anxiety en wiskundeangst op
verschillende manieren terug te vinden zijn in de hersenen en dat er wellicht geen verband bestaat tussen beiden (Young et al, 2012). In een ander onderzoek is gekeken naar de relatie tussen wiskundeprestaties en wiskundeangst, waarbij trait anxiety werd meegenomen (Wu, Willcutt, Escovar & Menon, 2014). Binnen dit onderzoek werd er naar drie verschillende groepen gekeken: kinderen met dyscalculie, kinderen die problemen ervaarden met wiskunde en normaal ontwikkelende kinderen. Binnen deze groepen bleken verschillen te zijn in de
mate van wiskundeangst. Kinderen met dyscalculie en wiskundeproblemen scoorden hoger op wiskundeangst dan normaal ontwikkelende kinderen. Er werd alleen geen verschil gevonden tussen deze groepen in trait anxiety (Wu et al., 2014). Deze bevindingen lijken erop te wijzen dat trait anxiety en wiskundeangst twee onafhankelijke concepten zijn die op verschillende manieren gemeten dienen te worden.
Impliciete en expliciete associaties
Bij zowel trait anxiety als wiskundeangst zijn er bepaalde cognitieve processen die invloed kunnen hebben op de mate van angst. Bij deze processen spelen associaties een rol, hierbij kan onderscheid gemaakt worden in expliciete en impliciete associaties (e.g. Hart et al., 2015; Rubinsten, Bialik, & Solar, 2012). Instrumenten die expliciete associaties meten richten zich meer op de tijdelijke, bewuste attitudes van deelnemers (Payne, Burkley & Stokes, 2008). Van deze expliciete associaties wordt gedacht dat zij bepaalde gedragingen sturen of controleren (Strack & Deutsch, 2004). Impliciete associaties worden gekenmerkt door stabiele, onbewuste representaties van bijvoorbeeld sociale ervaringen die invloed hebben op de lange termijn. Deze impliciete associaties worden geactiveerd door een bepaalde stimulus, hier wordt geen gebruik gemaakt van cognitieve controle of bewuste evaluatie (Gawronski & Bodenhausen, 2006). Over deze twee soorten associaties bestaat de discussie of het twee onafhankelijke concepten zijn, aangezien beiden zich op andere attitudes lijken te richten. Er zijn slechts een paar studies die hebben gekeken naar een mogelijk
verband tussen de gemeten expliciete en impliciete associaties. Bij een aantal studies werden zwakke tot gemiddelde correlaties gevonden tussen expliciete en impliciete metingen (Egloff & Schmukle, 2002; Hofmann, Gawronski, Gschwendner, Le & Schmitt, 2005). Anderen gaan een stapje verder en suggereren dat expliciete en impliciete metingen niet overlappen en zelfs onafhankelijk van elkaar zijn (Sasaki, Iwanaga, Kanai & Seiwa, 2010). Er zijn verschillende verklaringen te bedenken voor deze zwakke correlaties. Namelijk dat er inderdaad sprake zou
kunnen zijn van complete onafhankelijkheid van beide constructen. Een andere mogelijke verklaring is de motivatie en bereidheid van deelnemers om de expliciete meting naar waarheid in te vullen en sociaal wenselijke antwoorden te geven die de waarheid vertekenen (Greenwald et al., 2002; Hofmann et al, 2005). Daarnaast zouden introspectieve beperkingen een rol kunnen spelen bij vragenlijsten (Hofmann et al, 2005). Deze beperkingen komen voort uit het feit dat een deelnemer associaties over zijn omgeving en hemzelf zowel impliciet als expliciet verwerkt (Greenwald et al., 2002). Vragenlijsten worden gebruikt om expliciete associaties op te halen, maar kunnen ook beroep doen op impliciete associaties. Impliciete associaties kunnen lastig op te halen en te benoemen zijn voor deelnemers, aangezien de impliciete verwerking buiten het bewustzijn omgaat (Greenwald et al., 2002). Uit eerder genoemde onderzoeken blijkt dat er nog geen eenduidig antwoord gevonden is op de vraag of impliciete en expliciete associaties onafhankelijk zijn.
Expliciet meten van wiskundeangst
Bij wiskundeangst is het nog niet duidelijk of er een verband bestaat tussen impliciete en expliciete associaties. Om meer inzicht te krijgen in deze expliciete associaties bij
wiskundeangst en het gevolg op de wiskundeprestaties van deelnemers wordt veelal gekeken naar de negatieve attitudes en gevoelens tegenover wiskunde (Richardson & Suinn, 1972). Bij negatieve attitudes en gevoelens tegenover wiskunde kan gedacht worden aan stellingen die betrekking hedden op angst voor wiskundetoetsen, zelfvertrouwen op het gebied van
wiskunde, wiskundemotivatie en het dagelijks gebruiken van getallen en rekenen (Núñez-Peña, Suárez-Pellicioni & Bono, 2013). Als er gekeken wordt naar de invloed van deze negatieve attitudes en gevoelens tegenover wiskunde blijkt dat studenten wiens
wiskundeprestaties onvoldoende waren, hoger scoorden op wiskundeangst. Ook bleek dat zij minder plezier ervaarden in wiskunde en minder motivatie voelden voor wiskunde (Núñez-Peña et al., 2013). Als mogelijke verklaring voor deze lage wiskundeprestaties wordt gedacht
aan problemen met getalbegrip of werkgeheugen. Getalbegrip is de vaardigheid om
numerieke symbolen, de getallen, te koppelen aan de bijbehorende grootheid (Geary, Hoard, Nugent & Bailey, 2012). Als er gekeken wordt naar de relatie tussen getalbegrip,
wiskundeangst en wiskundeprestaties blijkt dat er een zwakke relatie bestaat tussen een getalbegrip en wiskundeangst. Tussen getalbegrip en wiskundeprestaties werd zelfs geen verband gevonden (Hart et al., 2015; Geary, 1994). Ook op het gebied van algemene wiskundevaardigheden bleek er geen verband te zijn met wiskundeangst (Wu, Willcutt, Escoar & Menon, 2014). Dit lijkt erop te wijzen dat wiskundeangst niet simpelweg het gevolg is van het niet begrijpen en niet kunnen gebruiken van getallen. Mogelijk speelt
werkgeheugen een rol bij wiskundeangst en de prestatie. Werkgeheugen is een complexer mentaal proces met een beperkte capaciteit. Als iemand een wiskundig probleem dient op te lossen wordt er beslag gelegd op het werkgeheugen (Ramirez, Gunderson, Levine & Beilock, 2013). Om tot een antwoord te komen moeten de getallen in gedachten worden gehouden en vervolgens worden gemanipuleerd (Beilock, 2008). Het gevolg van wiskundeangst is dat er minder werkgeheugencapaciteit beschikbaar lijkt te zijn, wat leidt tot het langzamer oplossen van wiskundige problemen en het maken van meer fouten (Ashcraft & Kirk, 2001; Ashcraft & Krause, 2007). Werkgeheugen lijkt vooral invloed te hebben op de wiskundeprestatie en niet zozeer op wiskundeangst zelf. Om wiskundeangst beter in kaart te brengen zouden zowel impliciete als expliciete associatie meegenomen kunnen worden. Het meenemen van
impliciete associaties is mogelijk een toevoeging op informatie die verkregen wordt door het meten van expliciete associaties.
Impliciete Associatie Taak (IAT)
Om onbewuste associaties tussen concepten te meten wordt veelal gebruikt gemaakt van de Impliciete Associatie Taak (IAT; Greenwald, McGhee & Schwartz, 1998). Bij deze taak dienen deelnemers stimuli in de vorm van woorden of plaatjes te categoriseren, deze
stimuli krijgen zij in het midden van het scherm te zien. Het categoriseren gebeurt aan de hand van een attributie-categorie en een doel-categorie (De Houwer, Teige-Mocigemba, Spruyt & Moors, 2009; Greenwald et al., 1998). In het geval van een Angst IAT is er een Angstig versus Kalm attributie-categorie en een Ik versus Ander doel-categorie (Egloff & Schmukle, 2002). Op het scherm staat Angstig + Ik links gedurende het eerste blok aan de rechterkant, versus Kalm + Ander aan de andere linker kant. Gedurende het tweede blok staat Angstig + Ander aan de linkerkant en Kalm + Ik rechts. In het geval van een Angst IAT komen er woorden voor als: Balans, Zij, Onzeker en Mijn (Egloff & Schmukle, 2002; Wong, Morrison, Heimberg, Goldin & Gross, 2014).
Om uitspraak te kunnen doen over de sterkte van de associatie wordt het eerste blok met daarin Angstig + Ik vergeleken met het tweede blok met daarin Kalm + Ik. De gedachten hierachter is dat als er sprake is van een associatie tussen Angstig en Ik, beide concepten samen onbewust en automatisch geactiveerd worden als blok door een stimulus. Hoe sterker de associatie tussen beide concepten, hoe sneller een deelnemer zal reageren (De Houwer et al., 2009).
Impliciete associaties bij wiskundeangst en sekse
De IAT wordt ook gebruikt om impliciete associaties ten opzichte van wiskunde in kaart te brengen, hierbij worden stereotypes en sekseverschillen vaak meegenomen. In een onderzoek van Nosek, Banaji en Greenwald (2002) werd de houding van deelnemers tegenover wiskunde, mate van identificatie met wiskunde en wiskunde-sekse stereotypen bepaald. De houding tegenover wiskunde werd gemeten door de categorieën Wiskunde + Prettig versus Wiskunde + Onprettig. De mate van identificatie met wiskunde werd gemeten door Zelf + Wiskunde versus Ander + Wiskunde. De wiskunde-sekse stereotypen werden bepaald door de associatie tussen Wiskunde + Man versus Wiskunde + Vrouw. Daarnaast werden er vragenlijsten afgenomen om deze bevindingen te vergelijken met expliciete
attitudes. De resultaten laten zien dat impliciete en expliciete attitudes tegenover wiskunde beiden significante voorspellers waren voor de wiskundeprestaties van zowel mannen als vrouwen (Nosek, Banaji & Greenwald, 2002). Mogelijk zijn zowel impliciete als expliciete metingen nodig om de wiskunde attitudes en prestaties van proefpersonen te voorspellen. Een vergelijkbare studie laat zien dat vrouwen wiskunde minder positief evalueerden dan mannen en dat vrouwen zich in mindere mate met wiskunde identificeerden dan mannen. De negatieve attitudes die vrouwen hadden ten opzichte van wiskunde leken in stand te worden gehouden door deze automatische associaties (Nosek, Banaji & Greenwald, 2002). Bovenstaande
resultaten laten zien dat wiskunde attitudes impliciet geassocieerd zijn met sekse. Er is bekend dat er bij angst ook bepaalde impliciete associaties gevormd worden (Rubinsten, Bialik, & Solar, 2012). Deze impliciete associaties worden automatisch geactiveerd en kunnen op hun beurt invloed hebben op het verwerken van een stimulus (Egloff & Schmukle, 2002;
Rubinsten et al., 2012). Mogelijk zijn wiskunde attitudes ook geassocieerd met angst, wat invloed kan hebben op het ontwikkelen of in stand houden van wiskundeangst.
Om de impliciete associatie tussen angst en wiskunde te onderzoeken wordt in de huidige studie geen gebruik gemaakt van de IAT, in plaats daarvan wordt de Single
Category-Implicit Association Task (SC-IAT) afgenomen. Bij de IAT is het namelijk lastig om te
bepalen welke doel-categorie heeft bijgedragen aan de gevonden associatie (Karpinski, 2004; Karpinski & Steinman, 2006). Bij een Angst IAT worden de Angstig + Ik associaties en de Kalm + Ander associaties uit het eerste blok vergeleken met de Kalm + Ik associaties en de Angstig + Ander associaties uit het tweede blok. Een hoge score op een Angst IAT kan betekenen dat er ofwel een sterke Angst + Ik associatie is, of een sterke Kalm + Ander associatie of juist een zwakke Kalm + Ik associatie, of een zwakke Angst + Ander associatie (Karpinski & Steinman, 2006). Wat maakt dat het lastig is om de gevonden associaties met elkaar te kunnen vergelijken.
Huidige studie
In de huidige studie wordt gekeken of er sprake is van een verband tussen expliciete en impliciete associaties bij zowel trait anxiety als wiskundeangst. Ook zal er gekeken worden of expliciet of impliciet gemeten trait anxiety samen met expliciet gemeten wiskundeangst de mate van impliciet gemeten wiskundeangst kan voorspellen. Er wordt verwacht dat er een verband bestaat tussen expliciet gemeten trait anxiety en impliciet gemeten trait anxiety, waarbij de expliciet gemeten score de impliciet gemeten trait anxiety score zal voorspellen. Hoe hoger de expliciet gemeten trait anxiety score, hoe hoger de impliciet gemeten trait
anxiety score. Bij wiskundeangst wordt tevens verwacht dat er een verband bestaat tussen
expliciet en impliciet gemeten wiskundeangst, waarbij de score op de expliciete
wiskundeangst meting de score op de impliciete wiskundeangst meting zal voorspellen. Hoe hoger de expliciete wiskundeangst score, hoe hoger de impliciete wiskundeangst score zal zijn. Tot slot zijn trait anxiety en expliciet gemeten wiskundeangst geen voorspellers van de mate van impliciete wiskundeangst.
Methode
Deelnemers
In het totaal hebben er 188 leerlingen deelgenomen aan het onderzoek. Onder de leerlingen waren 91 jongens en 97 meisjes, met een gemiddelde leeftijd van 14,25 jaar. Alle leerlingen waren afkomstig uit de derde klas van de middelbare school. Er hebben acht klassen deelgenomen, waarvan drie VMBO klassen, twee HAVO klassen, twee Atheneum klassen en een tweetalige klas.
De Ethische Commissie van de Universiteit van Amsterdam heeft toestemming gegeven voor het onderzoek. De school heeft eerst toestemming gegeven alvorens de ouders werden benaderd met een passieve consent. Deze passieve consent bestond uit een
informatiebrief die door de school zelf per post gestuurd werd naar de ouders van de
betrokken leerlingen. De ouders konden het per e-mail aangegeven als zij geen toestemming wilden verlenen aan het onderzoek.
Materialen
Trait anxiety Expliciet
De Zelf-Beoordelings Vragenlijst voor Kinderen (ZBV-K; Bakker, Van Wieringen, van der Ploeg & Spielberger, 1989) is een zelf-rapportage vragenlijst die bestaat uit 40 items om state anxiety en trait anxiety te meten bij kinderen van 8 tot 15 jaar. In dit onderzoek is alleen de trait anxiety schaal afgenomen. Deze schaal, ook wel de angstdispositieschaal genoemd, heeft als doel om de mate van angst in het algemeen te meten. Een voorbeeld van een angstdispositie-item is “Ik maak me zorgen over dingen die me kunnen overkomen.”. De items van de angstdispositieschaal worden gescoord op een driepunt Likert-schaal (1 = Bijna nooit, 2 = Soms, 3 = Vaak). Om tot een score te komen werden de itemscores bij elkaar opgeteld en gemiddeld. Hoe hoger deze score, hoe hoger de mate van angst.
Wiskundeangst Expliciet
De Abbreviated Math Anxiety Scale (AMAS; Hopko, Mahadevan, Bare & Hunt, 2003) is een zelf-rapportage vragenlijst die bestaat uit negen items, met als doel om de mate van wiskundeangst te meten. Een voorbeelditem is “Hoe angstig voel jij je wanneer je een dag van te voren denkt aan een opgegeven toets voor wiskunde?”. De items worden gescoord op een vijfpunt Likert-schaal (1 = Bijna niet angst, 2 = Een beetje angstig, 3 = Middelmatig angstig, 4 = Best wel angstig, 5 = Erg angstig). Opnieuw werden alle itemscores bij elkaar opgeteld en gemiddeld om tot een score te komen. Hoe hoger deze score, hoe hoger de mate van
Trait anxiety Impliciet
Om de mate van impliciete trait anxiety te meten wordt de Zelf SC-IAT afgenomen, zo kan de sterkte van de associaties tussen Angst, Kalm en Ik bepaald worden. De Zelf SC-IAT bestaat uit drie blokken, één oefenblok en twee combinatieblokken. Er wordt gebruik gemaakt van een attributie-categorie, Angstig versus Kalm. Tijdens de combinatieblokken wordt er een doel-categorie toegevoegd, namelijk Ik. Op het scherm staat de ene attributie-categorie, bijvoorbeeld Angstig, links en de andere attributie-categorie, Kalm rechts. In hoeverre Angstig en Kalm links of rechts staan is random verdeeld over proefpersonen. Gedurende het oefenblok volgen er 10 trials, waarbij de deelnemer de opdracht krijgt om de woorden die zij in het midden van het scherm zien te categoriseren bij of Angstig of Kalm. Een voorbeeld van een woord uit de Angstig categorie is “Ongerust” en uit de Kalm categorie is “Ontspannen”. Het categoriseren van een woord kan door de ‘e’ of ‘i’ toets in te drukken. De ‘e’ toets dient ingedrukt te worden als het woord bij de linker attributie-categorie past en de ‘i’ toets dient ingedrukt te worden als het woord bij de rechter attributie-categorie past. Tijdens het eerste combinatieblok komt Ik onder Angst te staan. In het tweede combinatieblok komt Ik onder Kalm te staan. Een voorbeeld van een woord uit de Ik doel-categorie is “Eigen”. Beide combinatieblokken bestaan uit ieder 60 trials.
Als een deelnemer een fout maakt gedurende een trial krijgt hij een melding te zien, waarna hij alsnog het goede antwoord dient te geven. Als een deelnemer te lang bezig is met een bepaalde trial krijgt hij hier ook een melding van. In de instructie wordt specifiek vermeld dat de deelnemers de taak zo snel en zo goed mogelijk dienen te doen.
Bij de SC-IAT draait het om de reactietijd van deelnemers. Om tot een associatie-index te komen werden de reactietijden per blok berekend, de reactietijden uit het oefenblok werden niet meegenomen. Zo kan er gekeken worden wat het verschil is tussen het Angstig + Ik blok
en het Kalm + Ik blok. Met behulp van de standaard deviaties werd gekeken wat het verschil is tussen deze twee blokken (Greenwald, Nosek & Banaji, 2003).
Wiskundeangst Impliciet
Om de mate van impliciete wiskundeangst te meten werd er een Wiskunde SC-IAT afgenomen, met als doel om de sterkte van de associaties tussen Angst, Kalm en Wiskunde te bepalen. Er wordt opnieuw gebruik gemaakt van de attributie-categorie Angstig versus Kalm. Ditmaal wordt de doel-categorie Wiskunde toegevoegd gedurende de combinatieblokken. De deelnemers beginnen opnieuw met een testblok, bestaande uit 10 trials, waarna de twee combinatieblokken volgen. Gedurende het eerste combinatieblok staat Wiskunde onder Angst en in het tweede combinatieblok komt Wiskunde onder Kalm te staan. Een voorbeeldwoord bij de Wiskunde SC-IAT is “formule”. Het aantal trials in de combinatieblokken en de verdere procedure is hetzelfde als bij de Zelf SC-IAT.
Procedure
De testafname vond plaats in een computerlokaal gedurende een tussenuur of mentoruur van een van de klassen. Op alle computers was van te voren de benodigde computersoftware inclusief testmateriaal geïnstalleerd. De afname zelf duurde ongeveer 40 minuten. Voordat de deelnemers begonnen aan de vragenlijsten en de SC-IAT taak op de computer kregen zij een korte klassikale instructie. Daarin werd verteld dat zij meededen aan een onderzoek waarbij gekeken werd naar de beleving van schoolvakken. Er werd benadrukt dat zij het gehele lesuur de tijd hadden en dat er geen goede of foute antwoorden waren. Ook werd verteld dat het erom ging dat zij de vragen zoveel mogelijk naar waarheid invulden en de tijd namen die zij nodig hadden.
Daarna gingen de deelnemers individueel aan de slag op de computer. Zij begonnen met een van de expliciete metingen, dan volgt er een impliciete meting, dan nogmaals een
expliciete meting en als laatst een impliciete meting. De precieze volgorde van de onderwerpen trait anxiety en wiskundeangst bij de expliciete en impliciete meting was random verdeeld. De expliciete metingen werden vooraf gegaan aan een korte instructie, waarin werd uitgelegd over welk onderwerp de vragen gingen en welke
antwoordmogelijkheden er waren. Tijdens de testafname was er voldoende mogelijkheid voor de deelnemers om vragen te stellen als zij iets niet begrepen of vastliepen. Na de testafname werden de ouders en kinderen middels een debriefing op de hoogte gesteld van het precieze doel van het onderzoek.
Resultaten
In totaal deden er 188 deelnemers mee aan dit onderzoek. Voordat overgegaan werd op de analyses werd de data geïnspecteerd. Bij de expliciete trait anxiety meting werd ervoor gekozen om drie itemscores eruit te halen, aangezien deze niet binnen de antwoordrange vielen. Deze onjuiste itemscores zijn het gevolg van het incorrect intoetsen van de antwoordmogelijkheden. Zo werd er bijvoorbeeld ‘32’ als antwoord ingetoetst, terwijl de antwoordrange van 1 tot 3 liep. Bij vijf items van de expliciete trait anxiety meting werden de antwoorden gecorrigeerd. Deze proefpersonen hadden namelijk ‘11’ en ‘33’ ingetoetst, de antwoorden werden gecorrigeerd naar ‘1’ en ‘3’. Bij de expliciete wiskundeangst meting werd één itemscore verwijderd en voor één antwoord gecorrigeerd. Na deze correcties werden de gemiddelde scores van beide expliciete metingen berekend door het totaal aantal
itemscores te middelen. In onderstaande tabel zijn de gemiddeldes en standaarddeviaties van beide expliciete metingen weergegeven.
Tabel 1
Gemiddeldes en Standaarddeviaties van expliciete trait anxiety en wiskundeangst meting
Vragenlijst M SD
Expliciet trait anxiety 1.71 0.62 Expliciet wiskundeangst 1.52 0.37
M = mean, SD = standard deviation
Uit tabel 1 kan opgemaakt worden dat er bij de expliciete trait anxiety meting laag werd gescoord op de mate van angst (de antwoordrange liep van 1 = Bijna nooit, 2 = Soms tot 3 = Vaak). Op de expliciete wiskundeangst meting werd laag gescoord op de mate van
wiskundeangst (de antwoordrange liep van 1 = Bijna niet angst, 2 = Een beetje angstig, 3 = Middelmatig angstig, 4 = Best wel angstig tot 5 = Erg angstig).
Om te controleren of er voldaan werd aan de assumptie van normaal verdeeldheid bij beide expliciete metingen is de Shapiro-Wilk toets uitgevoerd. Hier kwam naar voren dat de scores bij beide expliciete metingen niet normaal verdeeld waren, W(188) = 0.92, p < .001 van de expliciete trait anxiety meting en W(188) = 0.89, p < .001 van de expliciete
wiskundeangst meting.
Daarna werden de reactietijden op de impliciete trait anxiety meting en impliciete wiskundeangst meting bekeken. Om de gemiddelde errorscores en mogelijke outliers te bekijken werden boxplots opgevraagd (zie figuur 1). Alle deelnemers wiens errorscore hoger was dan het maximum werden verwijderd, bij beide impliciete metingen was dit op basis van een maximum errorscore van 25%.
Figuur 1 Boxplot van impliciete trait anxiety meting.
In totaal zijn de scores van drie proefpersonen op beide impliciete metingen verwijderd. Bij negen proefpersonen werden alleen de impliciete trait anxiety scores verwijderd en bij drie proefpersonen werden alleen de impliciete wiskundeangst scores verwijderd. Vervolgens is er voor beide impliciete metingen getest voor normaliteit. De data van de impliciete trait anxiety meting bleek normaal verdeeld te zijn, W(173) = 0.99, p = .35, net als de data van de impliciete wiskundeangst meting, W(173) = 0.99, p = .30.
Nadat de data geïnspecteerd was, is er overgegaan op de analyses om de hypothesen te toetsen. De eerste hypothese die getoetst werd was ‘er bestaat een verband tussen expliciet gemeten trait anxiety en impliciet gemeten trait anxiety’. Aangezien de scores van de expliciete trait anxiety meting niet normaal verdeeld waren is er gebruik gemaakt van Spearman correlaties om dit verband te bekijken (zie tabel 2). Er werd geen verband gevonden tussen de expliciet en impliciet gemeten trait aniexty scores, r(176) = -.073, p =
.334. Met behulp van een regressieanalyse werd gekeken wat de invloed was van de expliciete
trait anxiety meting als predictorvariabele op de impliciete trait anxiety meting. De expliciete
meting bleek geen significante voorspeller te zijn, R2 = .000, F(1, 174) = .008 en p = .93. Tabel 2
Correlaties tussen de expliciete en impliciete metingen bij zowel trait anxiety als wiskundeangst
Expliciet Trait Impliciet Trait Expliciet Wisk Impliciet Wisk Expliciet Trait
Impliciet Trait -.073
Expliciet Wisk .383* .062
Impliciet Wisk .068 .076 -.015
Noot. * p < .01, ** p < 0.001
De tweede hypothese die getoetst werd was ‘er bestaat een verband tussen expliciet gemeten wiskundeangst en impliciete gemeten wiskundeangst’. Opnieuw werd er gebruik gemaakt van Spearman correlaties (zie tabel 2). Er werd geen verband gevonden tussen de scores van de expliciete en impliciete wiskundeangst metingen, r(181) = -.015, p = .308. Ook werd er een regressieanalyse uitgevoerd, ditmaal met de expliciete wiskundeangst meting als predictorvariabele en de impliciete wiskundeangst meting als de uitkomstvariabele. De expliciete meting bleek opnieuw geen significante voorspeller te zijn, R2 = .014, F(1,179) = 2.599 en p = .109.
Als laatste werd de hypothese getoetst ‘trait anxiety en expliciet gemeten
wiskundeangst voorspellen de mate van impliciet gemeten wiskundeangst niet’. Om deze hypothese te toetsen werden er twee multipele regressies uitgevoerd, waarbij gecontroleerd werd voor ofwel expliciet of impliciet gemeten trait anxiety. In de eerste multipele regressie werd gekeken of expliciet gemeten trait anxiety en expliciet gemeten wiskundeangst de mate van impliciet gemeten wiskundeangst voorspelden. Dit bleek niet het geval te zijn, R2 = .016,
F(2, 178) = 1.461, p = .235. Vervolgens werd met behulp van een tweede multipele regressie
impliciet gemeten wiskundeangst voorspelden. Beiden bleken geen significante voorspellers te zijn, R2 = .018, F(2, 169), p = .201.
Discussie
Het doel van deze studie was om te kijken of er sprake is van een verband tussen expliciete en impliciete associaties bij zowel trait anxiety als wiskundeangst. Uit de resultaten kwam naar voren dat er geen verband is gevonden tussen expliciet gemeten trait anxiety en impliciet gemeten trait anxiety. Er werd ook geen verband gevonden tussen expliciet gemeten wiskundeangst en impliciet gemeten wiskundeangst. Zoals verwacht voorspelde expliciet gemeten wiskundeangst de mate van impliciet gemeten wiskundeangst niet als er
gecontroleerd werd voor zowel expliciet als impliciet gemeten trait anxiety.
De huidige bevindingen met betrekking tot het ontbrekende verband tussen expliciete en impliciete metingen zijn niet in lijn met de verwachtingen, aangezien er verwacht werd dat er wel een verband zou zijn. De bevindingen komen wel overeen met eerder onderzoek, daar werd nauwelijks een verband gevonden tussen expliciete en impliciete metingen (e.g. Egloff & Schmukle, 2002; Hofmann et al., 2005; Sasaki et al., 2010). Opvallend is dat er wel een verband is gevonden tussen de gemeten expliciete trait anxiety en de gemeten expliciete wiskundeangst. Mogelijk meten beide expliciete metingen een vergelijkbaar of hetzelfde construct.
Een mogelijke verklaring voor het ontbreken van een verband tussen expliciete en impliciete metingen is dat er in dit onderzoek niet is gekeken of beide metingen de prestaties van deelnemers kunnen voorspellen. Er lijkt een deel van de informatie te missen aangezien de voorspellende waarde van expliciete en impliciete associaties op de prestaties niet is meegenomen, terwijl beide associaties invloed hebben op het gedrag en de prestaties van deelnemers (e.g. Gawronski & Bodenhausen, 2006; Strack & Deutsch, 2004). In een ander
onderzoek naar expliciete en impliciete metingen bij angst wordt gebruik gemaakt van het
Multi Trade-Multi Method (MT-MM) model (Gschwendner, Hofmann & Schmitt, 2008).
Simpel gezegd kan er met behulp van dit model gekeken worden of er een verband bestaat tussen expliciete en impliciete metingen door te kijken of deze metingen hetzelfde
onderliggende construct meten (Gschwendner et al., 2008). Mogelijk wordt er wel een verband gevonden door het MT-MM model toe te passen, wat interessant is voor vervolgonderzoek. In vervolgonderzoek kan bijvoorbeeld gekeken worden of er daadwerkelijk sprake is van een onderliggend construct bij de expliciete en impliciete
metingen van trait anxiety en wiskundeangst. Dit construct of verband kan mogelijk gebruikt worden om de prestaties van de deelnemers voorspellen of verklaren.
Een beperking van het huidige onderzoek zijn de hoge errorscores bij beide impliciete metingen. De hoge errorscores komen voort uit het onzorgvuldig invullen van de impliciete metingen, mogelijk speelt de klassikale afname of sociaal wenselijkheid hierbij een rol. Deze resultaten kunnen een vertekend beeld geven van de daadwerkelijke associaties.
Er is meer onderzoek nodig om te bepalen wat de invloed is van expliciete en
impliciete associaties bij trait anxiety en wiskundeangst. Door gebruik te maken van een
MT-MM model kan gekeken worden of er sprake is van een onderliggend construct bij expliciete
Literatuurlijst
Ashcraft, M. H., & Kirk, E. P. (2001). The relationships among working memory, math anxiety, and performance. Journal of experimental psychology: General, 130(2), 224- 237.
Ashcraft, M. H., & Krause, J. A. (2007). Working memory, math performance, and math anxiety. Psychonomic bulletin & review, 14(2), 243-248.
Bakker, F. C., Van Wieringen, P. C. W., van der Ploeg, H. M., & Spielberger, C. D. (1989). Handleiding bij de Zelf-beoordelings-vragenlijst voor kinderen: een
Nederlandstalige bewerking van de State-trait anxiety inventory for children van Spielberger ea. Amsterdam: Swets & Zeitlinger.
Beilock, S. L. (2008). Math performance in stressful situations. Current Directions in
Psychological Science, 17(5), 339-343.
Cates, G. L., & Rhymer, K. N. (2003). Examining the relationship between mathematics anxiety and mathematics performance: an instructional hierarchy perspective. Journal
of Behavioral Education, 12(1), 23–34.
Hofmann, W., Gawronski, B., Gschwendner, T., Le, H., & Schmitt, M. (2005). A meta- analysis on the correlation between the Implicit Association Test and explicit self- report measures. Personality and Social Psychology Bulletin, 31(10), 1369-1385. De Houwer, J., Teige-Mocigemba, S., Spruyt, A., & Moors, A. (2009). Implicit measures: A
normative analysis and review. Psychological bulletin, 135(3), 347-368.
Egloff, B., & Schmukle, S. C. (2002). Predictive validity of an implicit association test for assessing anxiety. Journal of personality and social psychology, 83(6), 1441-1455. Gawronski, B., & Bodenhausen, G. V. (2006). Associative and propositional processes in
evaluation: an integrative review of implicit and explicit attitude change. Psychological bulletin, 132(5), 692-731.
Geary, D. C. (1994). Children's mathematical development: Research and practical
applications (1st ed.). Washington, DC: American Psychological Association.
Geary, D. C., Hoard, M. K., Nugent, L., & Bailey, D. H. (2012). Mathematical cognition deficits in children with learning disabilities and persistent low achievement: A five- year prospective study. Journal of Educational Psychology, 104(1), 206-223.
Greenwald, A. G., Banaji, M. R., Rudman, L. A., Farnham, S. D., Nosek, B. A., & Mellott, D. S. (2002). A unified theory of implicit attitudes, stereotypes, self-esteem, and self- concept. Psychological review, 109(1), 3-25.
Greenwald, A. G., McGhee, D. E., & Schwartz, J. L. (1998). Measuring individual differences in implicit cognition: the implicit association test. Journal of personality and social
psychology, 74(6), 1464-1480.
Greenwald, A. G., & Nosek, B. A. (2001). Health of the Implicit Association Test at age 3. Zeitschrift für Experimentelle Psychologie, 48(2), 85-93.
Greenwald, A. G., Nosek, B. A., & Banaji, M. R. (2003). Understanding and using the implicit association test: I. An improved scoring algorithm. Journal of personality and
social psychology, 85(2), 197-216.
Gschwendner, T., Hofmann, W., & Schmitt, M. (2008). Convergent and predictive validity of implicit and explicit anxiety measures as a function of specificity similarity and content similarity. European Journal of Psychological Assessment, 24(4), 254-262. Hart, S., Logan, J. A., Thompson, L. A., Kovas, Y., McLoughlin, G., & Petrill, S. (2015). A
latent profile analysis of math achievement, numerosity, and math anxiety in twins. Journal of Educational Psychology, 1-48.
Hembree, R. (1990). The nature, effects, and relief of mathematics anxiety. Journal for
research in mathematics education, 21(1), 33-46.
Hopko, D. R., Mahadevan, R., Bare, R. L., & Hunt, M. K. (2003). The abbreviated math anxiety scale (AMAS) construction, validity, and reliability. Assessment, 10(2), 178- 182.
Karpinski, A. (2004). Measuring self-esteem using the Implicit Association Test: The role of the other. Personality and Social Psychology Bulletin, 30(1), 22-34.
Karpinski, A., & Steinman, R. B. (2006). The single category implicit association test as a measure of implicit social cognition. Journal of personality and social
psychology, 91(1), 16-32.
May, R. (1977). The meaning of anxiety (Rev. ed.). New York: Norton.
Nosek, B. A., Banaji, M. R., & Greenwald, A. G. (2002). Math= male, me= female, therefore math≠ me. Journal of personality and social psychology, 83(1), 44-59.
Núñez-Peña, M. I., Suárez-Pellicioni, M., & Bono, R. (2013). Effects of math anxiety on student success in higher education. International Journal of Educational
Research, 58, 36-43.
Passolunghi, M. C., Ferreira, T. I. R., & Tomasetto, C. (2014). Math–gender stereotypes and math-related beliefs in childhood and early adolescence. Learning and Individual
Differences, 34, 70-76.
Payne, B. K., Burkley, M. A., & Stokes, M. B. (2008). Why do implicit and explicit attitude tests diverge? The role of structural fit. Journal of personality and social
psychology, 94(1), 16-31.
Ramirez, G., Gunderson, E. A., Levine, S. C., & Beilock, S. L. (2013). Math anxiety, working memory, and math achievement in early elementary school.Journal of Cognition and
Development, 14(2), 187-202.
Richardson, F. C., & Suinn, R. M. (1972). The Mathematics Anxiety Rating Scale: Psychometric data. Journal of counseling Psychology, 19(6), 551-554.
Rubinsten, O., Bialik, N., & Solar, Y. (2012). Exploring the relationship between math anxiety and gender through implicit measurement. Frontiers in human
Sasaki, S., Iwanaga, M., Kanai, Y., & Seiwa, H. (2010). Implicit and explicit associations in the fear structure of sociale anxiety. Perceptual and motor skills, 110(1), 19-32. Spielberger, C. D., & Sydeman, S. J. (1994). State-Trait Anxiety Inventory and State-Trait
Anger Expression Inventory. In M. E. Maurish (Ed.), The use of psychological testing
or treatment planning and outcome assessment (pp. 292–321). Hillsdale, NJ:
Lawrence Erlbaum.
Strack, F., & Deutsch, R. (2004). Reflective and impulsive determinants of social behavior. Personality and social psychology review, 8(3), 220-247.
Wong, J., Morrison, A. S., Heimberg, R. G., Goldin, P. R., & Gross, J. J. (2014). Implicit associations in social anxiety disorder: The effects of comorbid depression. Journal of
anxiety disorders, 28(6), 537-546.
Wu, S. S., Willcutt, E. G., Escovar, E., & Menon, V. (2014). Mathematics Achievement and Anxiety and Their Relation to Internalizing and Externalizing Behaviors. Journal of
learning disabilities, 47(6), 503-514.
Young, C. B., Wu, S. S., & Menon, V. (2012). The neurodevelopmental basis of math anxiety. Psychological Science, 23(5), 492-501.
