UNIVERSITEIT VAN AMSTERDAM
FACULTEIT DER MAATSCHAPPIJ- EN GEDRAGSWETENSCHAPPEN
Psychometrische validatie van de Nederlandse
vertaling van de Short Index of
Self-Actualization
Floor NederveenMasterthese
10 maart 2016
Studentnummer: 10187529 Universiteit van Amsterdam Vakgroep Klinische Psychologie Begeleider: Dhr. A.A.P. van Emmerik
2
Abstract
In het huidige onderzoek zijn de psychometrische kwaliteiten van de Nederlandse vertaling van de Short Index of Self-Actualization (SISA), de SISA-NL, onderzocht. Data is gebruikt van een steekproef (N = 377) die overwegend bestond uit hoogopgeleide vrouwelijke deelnemers. Uit de principale componenten analyse (PCA) en exploratieve factoranalyse (EFA) bleek dat in de huidige steekproef een vijffactorstructuur optimaal is. Drie van de vijf factoren konden geïnterpreteerd worden, en deze werden geïnterpreteerd als zelfacceptatie, emotionele expressie en interpersoonlijke relaties en autonomie. De SISA-NL bleek een gematigde tot adequate test-hertestbetrouwbaarheid en interne consistentie te hebben, welke vergelijkbaar zijn met die van de Engelstalige versie. Ondersteuning voor de
constructvaliditeit werd gevonden in het patroon van correlaties tussen de SISA-NL en drie andere vragenlijsten. Geconcludeerd werd dat de eerste resultaten met betrekking tot de psychometrische kwaliteiten van de SISA-NL positief zijn.
3 Inhoudsopgave 1. Inleiding 4 2. Methode 7 2.1 Deelnemers 7 2.2 Materiaal 8 2.3 Statistische analyse 10 3. Resultaten 11
3.1 Principale componenten analyse 11
3.2 Exploratieve factoranalyse 13 3.3 Betrouwbaarheid 15 3.4 Constructvaliditeit 16 4. Conclusie en discussie 17 Referenties 21 Bijlage 1: SISA-NL 25
4
1. Inleiding
Zelfactualisatie is een concept geïntroduceerd door Goldstein in 1934. Hij definieerde de term als ‘de neiging om zichzelf zo volledig mogelijk te actualiseren’, waarbij het ging om ‘het realiseren van iemand’s eigen volledige potentieel’ (Maslow, 1943). Maslow werkte het concept zelfactualisatie verder uit en introduceerde het als het hoogste niveau in zijn
hiërarchie van basisbehoeftes. Maslow’s hiërarchie van basisbehoeftes kan gezien worden als een pyramide bestaande uit vijf niveau’s van basisbehoeftes: fysiologische behoeftes,
veiligheid, liefde, zelfvertrouwen en als laatste zelfactualisatie. Zelfactualisatie zou volgens Maslow alleen bereikt kunnen worden als is voldaan aan de vier andere basisbehoeftes en maar ongeveer 1 procent van de bevolking zou het niveau van zelfactualisatie bereiken (Plante, 2010).
Een duidelijke omschrijving van het ‘zelfgeactualiseerde individu’ is er nog niet. Maslow heeft getracht een lijst op te stellen van eigenschappen van deze individuen.
Voorbeelden van deze eigenschappen zijn: zelfacceptatie, onafhankelijk kunnen functioneren, creatief zijn, problemen niet vermijden maar kunnen oplossen, spontaan zijn en sociaal verantwoordelijk zijn (Bar-on, 2010). Na Maslow zijn er door andere auteurs verschillende kenmerken toegevoegd. Zo gaf Jahoda aan dat zelfgeactualiseerdeindividuen autonoom zijn en niet afhankelijk zijn van anderen om zich tot hun volledig potentieel te ontwikkelen. Chiarrochi gaf aan dat zelfactualisatie mogelijk bestaat uit, of zeer sterk gerelateerd is aan, meer aspecten dan alleen het volledig actualiseren van het eigen potentieel. Zo zouden ook het vermogen en de neiging om doelen te stellen en deze te bereiken, toegewijd zijn aan
interesses en het verrijken van het leven belangrijk zijn (Ciarrochi, Forgas, & Mayer, 2001). Het concept zelfactualisatie wordt binnen een aantal domeinen gebruikt. Zo wordt het als uitkomstmaat gebruikt in onderzoek naar de rol van religie bij psychische gezondheid (Hackney & Sanders, 2003). Binnen de medische wetenschap is zelfactualisatie onderwerp van onderzoek naar copingsmechanismes bij patiënten (Chouhan & Shalini, 2006). Ook wordt het concept gezien als een belangrijke factor bij het bevorderen van gezond gedrag, aangezien zelfactualisatie geassocieerd is met waargenomen gezondheid (Kim & So, 2001).
Binnen de klinische psychologie wordt zelfactualisatie zowel in onderzoek als in de praktijk gebruikt als uitkomstmaat van bepaalde interventies. Een van deze interventies is Mindfulness-Based Cognitive Therapy (MBCT; Brown & Ryan, 2003). Steeds meer onderzoeken laten de effectiviteit van deze interventie zien (Chiesa & Serritti, 2009; Hofmann, Sawyer, Witt, & Oh, 2010; Khoury et al., 2013) waardoor MBCT steeds
5 populairder wordt als behandeling (van Dijk, van Ravesteijn, & Speckens, 2010). Doordat behandelingen waarbij zelfactualisatie een rol kan spelen, zoals MBCT, steeds vaker toegepast worden wordt het steeds belangrijker goede meetinstrumenten te hebben voor dit concept. Zelfactualisatie kan bij een interventie ook een doel op zich zijn of richting geven aan de behandeling (Shostrom, 1964). Ook in cliëntgerichte therapie (Rogers, 1992) en de positieve en humanistische psychologie is zelfactualisatie een doel. Met behulp van positieve psychologie wordt getracht de focus van klinische psychologie op stoornissen en distress te verbreden naar het vergroten van welzijn, positieve emoties en optimaal functioneren
(Duckworth, Steen, & Seligman, 2005). In de humanistische psychologie gaat het om de groei die mensen doormaken. Eén van de aannames van humanistische psychologie is dat iedereen een capaciteit heeft om zich te zelfactualiseren, dit zou automatisch gebeuren in de
aanwezigheid van een stimulerende omgeving en een intentie van de cliënt om deze
ontwikkeling door te maken (Rowan, 2001). In zowel positieve als humanistische psychologie gaat het niet zozeer om psychopathologie en het identificeren en behandelen van stoornissen; er wordt dus weinig gebruik gemaakt van diagnostische instrumenten of vragenlijsten over psychopathologie etc.. Om toch te onderzoeken of er sprake is van vooruitgang tijdens de behandeling kunnen meetinstrumenten voor concepten als zelfactualisatie gebruikt worden.
Aangezien zelfactualisatie zowel in onderzoek als in de praktijk een rol speelt, is het noodzakelijk dat goede meetinstrumenten beschikbaar zijn. Op dit moment zijn er zes Engelstalige instrumenten beschikbaar om het concept zelfactualisatie te meten (Jones & Crandall, 1986): de Northridge Developmental Scale (NRDS; Gowan, 1974), de Jones Self-Actualization Scale (JSAS; Jones, 1973), de Tennessee Self-Concept Scale (TSCS; Fitts, 1971), de Personal Orientation Inventory (POI; Shostrom, 1964), de Personal Orientation Dimension (POD, Shostrom, 1975) en de Short Index of Self-Actualization (SISA; Jones & Crandall, 1986). Hierbij zijn de POI, de POD en de SISA de meest gebruikte
meetinstrumenten (LeFrançois, LeClerc, Dubé, Hébert, & Gaulin, 1997).
Alle tot nu toe ontwikkelde meetinstrumenten voor zelfactualisatie hebben in hun gebruik voordelen en nadelen. Een voordeel van de POI is de goede
test-hertestbetrouwbaarheid en divergente validiteit. Een nadeel van zowel de POI (150 items) als de POD (260 items) is de lengte van de vragenlijsten, waardoor ze zeker in de klinische praktijk minder goed te gebruiken zijn. De SISA heeft het voordeel dat het een korte
vragenlijst is, met maar vijftien items, wat afname vergemakkelijkt. De SISA is door Jones en Crandall ontwikkeld (1986), met als doel de mate van zelfactualisatie te kunnen vaststellen.
6 Twee voorbeelditems van de Nederlandse vertaling zijn: ‘Het is beter om jezelf te zijn dan om populair te zijn’ en ‘Ik ben geliefd omdat ik liefde geef’.
Tot voor kort was een Nederlandstalig meetinstrument van zelfactualisatie niet beschikbaar. Inmiddels is de vertaalde versie van de SISA beschikbaar (Kamphuis & van Emmerik, 2014). In dit onderzoek zal gekeken worden naar de psychometrische
eigenschappen van deze Nederlandse versie van de SISA, de SISA-NL. Allereerst zal er met behulp van een principale componenten analyse en een factoranalyse onderzocht worden wat de factorstructuur is. In verband met inconsistente resultaten van eerder onderzoek zijn er geen hypotheses opgesteld en zullen beide analyses exploratief zijn. Zo vonden Jones en Crandall (1986) zelf een factorstructuur met vijf factoren, terwijl een ander onderzoek een structuur vond met vier componenten, waarvan er maar drie duidelijk interpreteerbaar waren (Flett, Blankstein, & Hewitt, 1991). Als tweede zullen zowel de test-hertestbetrouwbaarheid als de interne consistentie bepaald worden. Er wordt een adequate tot goede
test-hertestbetrouwbaarheid verwacht. Daarnaast wordt een matige tot acceptabele Cronbach’s alpha verwacht van minstens .65. Deze resultaten worden verwacht aangezien Jones en Crandall (1986) deze resultaten bij de Engelstalige SISA vonden en verwacht wordt dat de SISA-NL vergelijkbare psychometrische kwaliteiten heeft. Als laatste zal de
constructvaliditeit vastgesteld worden met behulp van het patroon van sterktes van correlaties. Er worden positieve correlaties verwacht tussen de SISA-NL en de FFMQ (mindfulness) en de psychologische gezondheidsschaal van de WHOQOL-BREF (psychologische gezondheid en welzijn). Er wordt een negatieve correlatie verwacht tussen de SISA-NL en de GHQ-12 (psychiatrische klachten), aangezien mensen met een hogere mate van zelfactualisatie minder psychiatrische klachten zouden hebben. Verder wordt verwacht dat de SISA-NL sterker samenhangt met vragenlijsten die concepten meten die sterker lijken op zelfactualisatie. Er wordt verwacht dat de SISA-NL en FFMQ het sterkst met elkaar correleren, aangezien zelfactualisatie en mindfulness theoretisch gezien het meest overlappen. Daarnaast wordt verwacht dat zelfactualisatie sterker correleert met psychologische gezondheid en welzijn in bredere zin dan met psychiatrische klachten, en de SISA-NL dus sterker correleert met de WHOQOL-BREF dan met de GHQ-12.
7
2. Methode
2.1 Deelnemers
In dit onderzoek is gebruik gemaakt van de gegevens van 377 deelnemers uit een eerder uitgevoerde randomized controlled trial (RCT) naar de effectiviteit van de VGZ Mindfulness Coach, een zelfhulpapp gericht op het bevorderen van mindfulness. De
deelnemers aan deze RCT werden geworven via een advertentie op Facebook die was gericht op mensen met interesse in mindfulness en spiritualiteit. De advertentie was niet gericht op mensen die de Facebookpagina van zorgverzekeraar VGZ hadden geliked, om te voorkomen dat deelnemers al bekend waren met de VGZ Mindfulness Coach.
Voor dit onderzoek hadden 458 deelnemers zich aangemeld. Hiervan voldeden 81 deelnemers niet aan de inclusiecriteria en zijn om die reden uitgesloten. De vier
inclusiecriteria waren: minstens 18 jaar zijn, de Nederlandse taal goed genoeg beheersen om een vragenlijst in te vullen, bereid zijn een informed consent formulier te ondertekenen en alle vragenlijsten op de voormeting compleet ingevuld hebben. Uiteindelijk voldeden 377
deelnemers aan alle inclusiecriteria. De deelnemers werden random toegewezen aan de experimentele app-groep of wachtlijst controlegroep. Er kwamen 186 deelnemers (49.3%) in de controlegroep en 191 deelnemers (50.7%) in de experimentele groep). De geïncludeerde deelnemers werden gevraagd vier vragenlijsten in te vullen (zie sectie 2.2 Materiaal). De resultaten op deze vragenlijsten vormden de voormeting. De nameting werd acht weken later uitgevoerd, waarbij de deelnemers werd gevraagd dezelfde vier vragenlijsten in te vullen. In Tabel 1 staan de demografische gegevens van zowel de gehele steekproef als de deelnemers uit de wachtlijstconditie die de voor- en nameting hadden ingevuld vermeld. De data van alle 377 geïncludeerde deelnemers is gebruikt voor het uitvoeren van de factoranalyses, en het berekenen van de interne betrouwbaarheid en constructvaliditeit. De data van de deelnemers uit de wachtlijstconditie die zowel de voor- als nameting hadden ingevuld (N = 137) is gebruikt voor het bepalen van de test-hertestbetrouwbaarheid. Van de gehele steekproef waren 362 (96.0%) vrouw en 15 (4.0%) man, met een gemiddelde leeftijd van 44.72 (SD = 9.83). Het grootste deel van de deelnemers had een HBO of universitaire opleiding als hoogst behaalde opleiding (N = 235, 62.3%). Van de deelnemers uit de wachtlijstconditie die beide metingen hadden ingevuld waren 131 (95.6%) vrouw en 6 (4.4%) man, met een gemiddelde leeftijd van 45.53 (SD = 10.12). Ook hierbij had het grootste deel van de deelnemers een HBO of universitaire opleiding (N = 92, 67.2%).
8 Tabel 1
Demografische gegevens van de gehele steekproef en de deelnemers uit de wachtlijstconditie die zowel de voormeting als de nameting hadden ingevuld
Totaal (N = 377) Wachtlijstgroep (N = 137) Geslacht (N (%)) Man Vrouw 15 (4.0) 362 (96.0) 6 (4.4) 131 (95.6) Leeftijd (M (SD)) 44.72 (9.83) 45.53 (10.12)
Hoogst voltooide opleiding (N (%)) VMBO/vbo/mavo/mulo/lts Havo/vwo MBO HBO/universiteit 23 (6.1) 41 (10.9) 78 (20.7) 235 (62.3) 6 (4.4) 13 (19.5) 26 (19.0) 92 (67.2) 2.2 Materiaal
De Nederlandse vertaling (Kamphuis & van Emmerik, 2014; zie Bijlage 1) van de Short Index of Self-Actualization (Jones & Crandall, 1986) bestaat uit vijftien stellingen waarvan de deelnemers op een 4-punts Likertschaal moeten aangeven in welke mate zij het eens zijn met de stelling. Hierbij staat een score van 1 gelijk aan ‘helemaal eens’ en staat een score van 4 gelijk aan ‘helemaal oneens’. Op deze vragenlijst is een minimum totaalscore van 15 te behalen, en een maximum totaalscore van 60. Een lagere totaalscore betekent een lagere mate van zelfactualisatie. Voorbeeldvragen zijn: ‘Ik geloof dat mensen in wezen goed zijn en vertrouwd kunnen worden’ en ‘Ik accepteer mijn eigen zwakheden niet’. Aangezien deze vertaling een nieuw instrument is, zijn de betrouwbaarheid en validiteit nog onbekend. De Engelstalige versie van de SISA heeft een significante test-hertestbetrouwbaarheid van r = .69 (p < .001) en een matige interne betrouwbaarheid, met een Cronbach’s alpha van .65.
De Nederlandse vertaling (Koeter & Ormel, 1991) van de General Health Questionnaire-12 (GHQ-12; Goldberg & Williams, 1988) werd gebruikt om algemene
psychiatrische klachten te meten. De GHQ-12 is een vragenlijst bestaande uit twaalf items die elk vragen naar de aanwezigheid van een specifiek symptoom in de afgelopen weken. De items worden gescoord op een 4-punts Likertschaal, waarbij de manier van scoring afhankelijk is van de items. Op de GHQ-12 is een minimum totaalscore van 0 en een maximum totaalscore van 36 te halen. Voorbeeldvragen zijn: ‘Heeft u de laatste tijd plezier
9 kunnen beleven aan uw gewoonlijke, dagelijkse bezigheden?’ en ‘Bent u de laatste tijd het vertrouwen in uzelf kwijtgeraakt?’. De GHQ-12 heeft in de huidige onderzoeksgroep een Cronbach’s van .89 (van Emmerik, Berings, & Lancee, in voorbereiding).
Het construct mindfulness werd gemeten met behulp van de Nederlandse vertaling (de Bruin, Topper, Muskens, Bögels, & Kamphuis, 2012) van de Five Facet Mindfulness
Questionnaire (FFMQ; Baer, Smith, Hopkins, Krietemeyer, & Toney, 2006). De FFMQ is een vragenlijst van 39 vragen bedoeld om vijf aspecten van mindfulness te meten: observeren, beschrijven, bewust handelen, niet-oordelen en non-reactief zijn. De vragen worden gescoord op een 5-punts Likertschaal waarbij 1 ‘nooit of bijna nooit waar’ is en 5 ‘altijd of bijna altijd waar’ is. Op de FFMQ is een minimum totaalscore van 39 en een maximum totaalscore van 195 te behalen. Voorbeeldvragen van de FFMQ zijn: ‘Ik kan makkelijk mijn overtuigingen, meningen en verwachtingen onder woorden brengen.’ en ‘Als ik iets aan het doen ben dwalen mijn gedachten af en ben ik snel afgeleid.’. In de huidige onderzoeksgroep is de Cronbach’s alpha voor de gehele vragenlijst zeer goed, met een waarde van .91. Ook de vijf aspecten hadden een acceptabele tot goede Cronbach’s alpha, variërend van .79 tot .91 (van Emmerik, Berings, & Lancee, in voorbereiding). Daarnaast heeft de FFMQ een goede
constructvaliditeit, waarbij volgens verwachting bepaalde aspecten van de vragenlijst goed samenhangen met vragenlijsten die vergelijkbare concepten meten, en zwak correleren met vragenlijsten die andere concepten meten (Veehof, ten Klooster, Taal, Westerhof, & Bohlmeijer, 2011).
De Nederlandse vertaling (Trompenaars, Masthoff, van Heck, Hodiamont, & de Vries, 2005) van de World Health Organization quality of life assessment (WHOQOL-BREF; WHOQOL-Group, 1998) werd gebruikt om kwaliteit van leven te meten. In dit onderzoek zal maar één van de vier schalen van de WHOQOL-BREF gebruikt worden, namelijk de schaal psychologische gezondheid. Deze schaal bestaat uit zes items over positieve gevoelens, negatieve gevoelens, zelfvertrouwen, cognities, lichaamsbeeld en spiritualiteit. De items worden gescoord op een 5-punts Likertschaal, waarbij de antwoordmogelijkheden afhankelijk zijn van de items. Op de psychologische gezondheidsschaal van de WHOQOL-BREF is een minimum totaalscore van 6 en een maximum totaalscore van 30 te halen. In de huidige onderzoeksgroep heeft de schaal psychologische gezondheid een matige interne
betrouwbaarheid, blijkende uit een Cronbach’s alpha van .52 (van Emmerik, Berings, & Lancee, in voorbereiding). Uit eerder onderzoek bleek de schaal psychologische gezondheid echter een Cronbach’s alpha van .81 te hebben (Skevington, Lotfy, & O’Connel, 2004).
10
2.3 Statistische analyse
De statistische analyses zijn uitgevoerd met behulp van het programma IBM SPSS Statistics versie 22 en het statistische programma Cocor versie 1.1-2.
Er is gebruik gemaakt van een principale componenten analyse met een oblique rotatie om de onderliggende factorstructuur van de SISA-NL exploratief te onderzoeken. Als eerste is er gekeken of de twee indicatoren van factorabiliteit, de Kaiser-Myer-Olkin (KMO) maat van steekproef adequaatheid en de Barlett’s test van sphericiteit, goed waren. Met de KMO maat van steekproef adequaatheid kan gekeken worden hoeveel van de variantie binnen de data verklaard kan worden met de eventuele factoren. Een KMO waarde van .7 wordt
geïnterpreteerd als middelmatig en een waarde van .8 of hoger als goed. De Bartlett’s test van sphericiteit geeft aan of het waarschijnlijk is dat er bij de data sprake is van factorabiliteit, waarbij een significante test betekent dat er mogelijk sprake is van een structuur met meerdere factoren (Dziuban & Shirkey, 1974). Er is een Eigenwaarde, welke aangeeft hoeveel variantie in de data een factor kan verklaren, van 1.0 gebruikt om componenten te selecteren. Daarnaast is de scree plot gebruikt om te bepalen hoeveel componenten geselecteerd moesten worden. Na het selecteren van de componenten zijn deze inhoudelijk geïnterpreteerd door te kijken naar de items die op elk van de componenten laadden. De principale componenten analyse is een veelgebruikte methode voor het vaststellen van de onderliggende factorstructuur
(Comptom, Smith, Cornish, & Qualls, 1996; LeFrançois, LeClerc, Dubé, Hébert, & Gaulin, 1997). Toch heeft deze methode beperkingen; zo geeft een principale componenten analyse aan wat de meest compacte weergave van de data is door factoren te selecteren die de meeste variantie verklaren, waardoor het in feite een manier is om de variabelen in een kleiner aantal componenten weer te geven. Dit is echter geen weergave van de onderliggende factorstructuur aangezien er niet wordt gekeken naar de latente constructuren (Henson & Roberts, 2006). Een aanname bij de principale componenten analyse is de afwezigheid van ruis of meeterror, dit is echter vaak niet het geval. Een factoranalyse daarentegen is gericht op het selecteren van latente variabelen van een vragenlijst en vereist geen aanname van afwezigheid van ruis en meeterror. Ook kan de principale componenten analyse een overschatting weergeven van de hoeveelheid variantie die de componenten verklaren, terwijl dit bij de factoranalyse niet het geval is (Faraci & Cannistraci, 2015; Henson & Roberts, 2006). In verband met deze statistische voordelen is naast een principale componenten analyse ook een factoranalyse uitgevoerd. Hierbij is als eerste gebruik gemaakt van een Maximum Likelihood exploratieve factoranalyse, op basis van een Eigenwaarde van boven de 1, om te onderzoeken of deze analyse tot dezelfde resultaten leidt als de principale componenten analyse. Daarnaast is een
11 exploratieve factoranalyse uitgevoerd op basis van fixed factors. Hiermee is gekeken welke factorstructuren een goede fit met de data hebben. Hierbij werd een factorstructuur met een niet-significante X2 gezien als een goede fit. Voor de interpretatie van zowel de principale componenten analyse als de exploratieve factoranalyses is gekeken naar de factorladingen in de structuur matrix.
Behalve de factorstructuur zijn de test-hertestbetrouwbaarheid en interne consistentie van de SISA-NL onderzocht. Aangezien de verwachting was dat de deelnemers in de
experimentele conditie van de RCT veranderingen zouden laten zien in zelfactualisatie, is de test-hertestbetrouwbaarheid alleen berekend met de data van de deelnemers uit de
wachtlijstgroep die zowel de voor- en nameting hadden ingevuld (N = 137). Om de test-hertestbetrouwbaarheid vast te stellen is een Pearson’s correlatie berekend tussen de totaalscores op de voor- en nameting op de SISA-NL, met een interval van acht weken. De interne consistentie is bepaald aan de hand van zowel de Cronbach’s alpha als de Guttman’s Lambda2 van de gehele vragenlijst. Indien de factoranalyses suggereren dat er sprake is van een structuur met meer dan één factor, dan is het mogelijk dat de Cronbach’s alpha een onderschatting weergeeft (Tavakol & Dennick, 2011). De Guttman’s Lambda2 is niet afhankelijk van de onderliggende factorstructuur en geeft in dat geval geen onderschatting weer (Sjitsma, 2009).
Om de constructvaliditeit vast te stellen is gekeken naar de sterktes van de correlaties tussen de vragenlijsten. Met behulp van Meng’s Z (Meng, Rosenthal, & Rubin, 1992) in het statistische programma Cocor (Diedenhofen & Musch, 2015) is onderzocht of de correlatie tussen de SISA-NL en de FFMQ significant sterker was dan die tussen de SISA-NL en de psychologische gezondheidsschaal van de WHOQOL-BREF, en of de correlatie tussen de SISA-NL en de psychologische gezondheidsschaal van de WHOQOL-BREF significant sterker was dan de correlatie tussen de SISA-NL en de GHQ-12.
3. Resultaten 3.1 Principale componenten analyse
Uit de analyse bleek dat de twee indicatoren van factorabiliteit goed waren, waarbij de KMO maat van steekproef adequaatheid .80 was en de Bartlett’s test van sphericiteit
significant was, p < .001. Op basis van Eigenwaardes kon geconcludeerd worden dat er sprake is van factorabiliteit, en er waren vier componenten met een Eigenwaarde van boven de 1. Samen verklaarden zij 51.03% van de variantie in de data (respectievelijk 25.16%,
12 10.95%, 8.16% en 6.77%). De eerste component verklaart verreweg de meeste variantie in de data, blijkend uit een Eigenwaarde van 3.77 (zie Tabel 2).
Tabel 2
Geselecteerde componenten met de Eigenwaarde en verklaarde variantie Component Eigenwaarde Verklaarde variantie
(%) Cumulatief percentage verklaarde variantie 1 3.77 25.16 25.16 2 1.64 10.95 36.11 3 1.22 8.16 44.26 4 1.02 6.77 51.03
Ook de resultaten uit het scree plot suggereerden dat er sprake is van een structuur met vier componenten (zie Figuur 1).
Figuur 1
Scree plot van de exploratieve principale componenten analyse.
Uit de correlatiematrix bleek dat de meeste correlaties kleiner dan .3 waren, wat vaak wordt gezien als de cutoff score van factorabiliteit (Brace, Kemp, & Snelgar, 2003). Een deel van de correlaties was zelfs kleiner dan .1, wat erop duidt dat de items onderling laag
13 componenten. Aangezien de diverse indicatoren verschillende conclusies met betrekking tot het aantal te selecteren factoren suggereerden en de principale componenten analyse geen ideale methode is om de factorstructuur te achterhalen, is niet gekeken naar de inhoudelijke betekenis van de factoren.
3.2 Exploratieve factoranalyse
Uit de exploratieve factoranalyse met een Eigenwaarde van 1 bleek ook een structuur met vier componenten. Op de eerste factor laadde één item, en kon niet geïnterpreteerd worden aangezien de factor minder dan drie items bevatte. Er wordt namelijk aangeraden om componenten alleen te interpreteren indien er meer dan drie items op die factor laadden (Tabachnick & Fidell, 1996). Hierdoor was er sprake van een vierfactorstructuur met drie interpreteerbare factoren. Er bleek echter dat deze factorstructuur geen goede fit had met de data, X2 (51) = 84.15, p < .05.
Uit de exploratieve factoranalyse uitgevoerd met fixed factors bleek dat de
factorstructuren met één, twee, drie en vier factoren alle een slechte fit met de data hadden, blijkend uit significante X2 tests van model fit. De factorstructuur met vijf factoren bleek wel een goede model fit te hebben, X2 (40) = 53.69, p = .07. Twee van de vijf factoren waren echter niet interpreteerbaar aangezien op beide factoren maar één item laadde. Item 9 laadde op geen enkele factor. Hierdoor was er sprake van een vijffactorstructuur bij 14 items met drie goed interpreteerbare factoren (zie Tabel 3). Ook de factorstructuur met zes factoren bleek een goede model fit te hebben, X2 (30) = 36.28, p = .20. Ook bij deze factorstructuur waren twee factoren niet interpreteerbaar door het klein aantal items. In dit geval laadden wel alle items op een factor, waardoor er sprake was van een zesfactorstructuur bij 15 items met vier goed interpreteerbare factoren. Hierna is onderzocht of één van deze twee factorstructuren beter was dan de andere. Bij zowel de vijf- als de zesfactorstructuur waren F1 (bestaande uit item 12) en F2 (bestaande uit item 11) niet interpreteerbaar (zie Figuur 2). De andere drie factoren bleken echter in meerdere factorstructuren stabiel te zijn en te bestaan uit dezelfde items. Bij de zesfactorstructuur bleek één van deze stabiele factoren uiteen te vallen in twee kleinere factoren. Inhoudelijk bleek deze opsplitsing van factoren niet waardevol te zijn, daarom wordt geconcludeerd dat in deze steekproef een vijffactorstructuur bij de SISA-NL optimaal is. Bij de vijffactorstructuur waren er drie factoren goed interpreteerbaar. Factor 3 is geïnterpreteerd als zelfacceptatie, factor 4 als emotionele expressie en interpersoonlijke relaties en factor 5 als autonomie.
14 Tabel 3
Structuurmatrix van de vijffactorstructuur met de factorladingen van de veertien items op de vijf factoren
Factor
1 2 3 4 5
Ik kan mijn gevoelens uiten zelfs wanneer dat ongewenste gevolgen zou kunnen hebben (12)
.996
Ik heb geen missie in het leven waar ik mij bijzonder toegewijd aan voel
-.998
Ik accepteer mijn eigen zwakheden niet (6)
.610
Ik ben bang voor falen en mislukking (8) .702 Ik word gehinderd door angst niet goed
genoeg te zijn (14)
.711
Geen enkele emotie vind ik beschamend (1)
.440
Ik geloof dat mensen in wezen goed zijn en vertrouwd kunnen worden (3)
.499
Ik voel me vrij om boos te zijn op degenen waarvan ik houd (4)
.445
Ik kan mensen leuk vinden zonder hen goed te hoeven keuren (7)
.451
Ik ben geliefd omdat ik liefde geef (15) .490
Het is beter om jezelf te zijn dan om populair te zijn (10)
.339
Ik vind dat ik moet doen wat anderen van mij verwachten (2)
.670
Het is altijd vereist dat anderen goedkeuren wat ik doe (5)
.753
Ik voel me niet verantwoordelijk om iedereen te helpen (13)
-.510
15 Figuur 2
Opbouw en splitsing van de zes onderzochte factorstructuren met de gekozen vijffactorstructuur.
3.3 Betrouwbaarheid
De test-hertestbetrouwbaarheid is geïnterpreteerd als goed bij een Pearson’s correlatie van boven de .7 (George & Mallery, 2003). In lijn met de verwachting had de SISA-NL een adequate tot goede test-hertestbetrouwbaarheid, blijkende uit een significante correlatie tussen de totaalscores op de voor- en de nameting, r = .69, p < .001. De test-hertestbetrouwbaarheid van de Nederlandse vertaling was gelijk aan die van de Engelstalige versie, welke ook een correlatie had van r = .69, p < .001 (Jones & Crandall, 1986).
Bij het interpreteren van de interne betrouwbaarheid is een Cronbach’s alpha tussen de .6 en .7 geïnterpreteerd als twijfelachtig, tussen de .7 en .8 geïnterpreteerd als acceptabel en boven de .8 geïnterpreteerd als goed (George & Mallery, 2003). De SISA-NL bleek volgens verwachting een adequate interne betrouwbaarheid te hebben, blijkende uit een acceptabele Cronbach’s alpha van .73. De SISA-NL had in het huidige onderzoek een iets hogere betrouwbaarheid dan de Engelstalige versie, welke een twijfelachtige Cronbach’s alpha had van .65 (Jones & Crandall, 1986). De uitgevoerde factoranalyses suggereerden echter dat er sprake is van een factorstructuur met meer dan één factor. Om te onderzoeken of de
Cronbach’s alpha over de gehele test mogelijk een ondergrens weergeeft, is de Guttman’s Lambda2 van de gehele vragenlijst berekend. Hoewel de Guttman’s Lambda2 met een waarde
F1
F1
F1
F1
F2
F2
F4
F3
F3
F3
F2
F5
F5
F2
F2
F3
F4
F4
F6
F1
F1
16 van .75 hoger was dan de Cronbach’s alpha, was er geen sprake van een betekenisvol
verschil. Ook verwijdering van items bleek de Cronbach’s alpha niet te kunnen verbeteren.
3.4 Constructvaliditeit
Om de constructvaliditeit van de SISA-NL vast te stellen is gekeken naar de sterktes en het patroon van de correlaties tussen de vragenlijsten. Bij het interpreteren van de validiteit zijn correlatiecoëfficiënten tussen de .50 en 1.00 geïnterpreteerd als sterk, coëfficiënten tussen de .30 en .50 als matig, tussen de .10 en .30 als klein en onder de .10 als zwak (Cohen, 1988).
Er werd een sterke correlatie gevonden tussen totaalscores op de SISA-NL en de FFMQ, r = .65, p < .001. Ook bij totaalscores van de SISA-NL en scores op de
psychologische gezondheidsschaal van de WHOQOL-BREF werd een sterke correlatie
gevonden, r = .54, p < .001. Beide correlaties waren, volgens verwachting, positief. Tussen de totaalscores van de SISA-NL en de GHQ-12 werd, in lijn met de verwachting, een negatieve correlatie gevonden, r = -.40, p < .001 (zie Tabel 4). Hierna is gekeken naar het patroon van de sterktes van de correlaties. Er bleek, volgens verwachting, dat de correlatie tussen de SISA-NL en de FFMQ significant sterker was dan de correlaties tussen de SISA-NL en de WHOQOL-BREF, z = 3.08, p < .001 en die met de GHQ-12, z = 13.62, p < .001. Daarnaast was de correlatie tussen de SISA-NL en de WHOQOL-BREF, ook volgens verwachting, significant sterker dan die tussen de SISA-NL en de GHQ-12, z = 11.42, p < .001.
Tabel 4
Correlaties tussen de SISA-NL, FFMQ, WHOQOL-BREF en GHQ-12
SISA-NL FFMQ WHOQOL-BREF1 GHQ-12 SISA-NL 1.00 FFMQ 0.65 1.00 WHOQOL-BREF 0.54 0.58 1.00 GHQ-12 -0.40 -0.45 -0.50 1.00
Noot. 1 Subschaal psychologische gezondheid van de WHOQOL-BREF (World Health Organization quality of life assessment), SISA-NL = de Nederlandse vertaling van de Short Index of Self-Actualization, FFMQ = Nederlandstalige Five Facet Mindfulness Questionnaire, GHQ-12 = Nederlandstalige General Health Questionnaire-12.
17
4. Conclusie en discussie
In deze studie zijn de factorstructuur, betrouwbaarheid en constructvaliditeit van de SISA-NL onderzocht met behulp van een principale componenten analyse en exploratieve factoranalyse, de test-hertestbetrouwbaarheid en interne consistentie en het patroon van correlaties tussen de vragenlijsten. Hiermee werd getracht een eerste stap te zetten in het valideren van de Nederlandse vertaling van de SISA. Hoewel er meerdere analyses zijn uitgevoerd om de factorstructuur vast te leggen, is gebleken dat een vijffactorstructuur het beste past bij de data. In deze vijffactorstructuur waren drie van de vijf factoren inhoudelijk interpreteerbaar, deze zijn geïnterpreteerd als zelfacceptatie, emotionele expressie en interpersoonlijke relaties en autonomie. De SISA-NL bleek, volgens verwachting, een adequate tot goede test-hertestbetrouwbaarheid te hebben, welke gelijk was aan die van de Engelstalige versie. Verder werd een acceptabele Cronbach’s alpha gevonden, welke hoger was dan die van de Engelstalige SISA, die een twijfelachtige Cronbach’s alpha had. De Guttman’s Lambda2 van de SISA-NL bleek vergelijkbaar te zijn met de Cronbach’s alpha. Als laatste werd er ondersteuning gevonden voor de constructvaliditeit van de SISA-NL.
In dit onderzoek zijn twee opvallende bevindingen naar voren gekomen. Als eerste is gebleken dat de principale componenten analyse, de Maximum Likelihood exploratieve factoranalyse en de exploratieve factoranalyse gebaseerd op fixed factors niet dezelfde resultaten laten zien. Dit is relevant aangezien in veel eerder onderzoek gebruik is gemaakt van een principale componenten analyse terwijl het gebruik van deze methode een mogelijke oorzaak lijkt te zijn van de inconsistentie in eerder gevonden resultaten. De bevinding dat een model met vijf of zes factoren een goede fit heeft, is op zich niet opvallend. De meeste eerder uitgevoerde onderzoeken vonden ook een factorstructuur met vijf of zes factoren. Wel is het opvallend dat maar één van de drie interpreteerbare factoren robuust lijkt te zijn in meerdere onderzoeken. Dit is Factor 3, bestaande uit de items 6, 8 en 14. Deze factor wordt in de meeste onderzoeken, inclusief in het huidige onderzoek, geïnterpreteerd als zelfacceptatie. Zelfacceptatie wordt in de theorie gezien als één van de aspecten van zelfactualisatie en de SISA-NL lijkt dit aspect vrij robuust te kunnen meten. Op basis van het huidige onderzoek is niet vast te stellen wat de reden is dat de andere twee interpreteerbare factoren niet robuust lijken te zijn. Hoewel vooruitgang is geboekt in de kennis over de factorstructuur is verder onderzoek nodig naar de factorstructuur van de SISA-NL. Hierbij lijkt de model fit van de factorstructuur belangrijk te zijn, aangezien de Eigenwaarde niet altijd een goede schatting geeft van het aantal factoren dat geselecteerd moet worden (Tucker, Koopman, & Linn, 1969)
18 aangezien het afhankelijk is van het aantal variabelen (Faraci & Cannistraci, 2015). Ook is het gebruik van een parallelle analyse mogelijk een betere analyse voor het bepalen van het aantal factoren (Ford, MacCallum, & Tait, 1986).
De tweede opvallende bevinding was de acceptabele Cronbach’s alpha van .73 van de SISA-NL. Op basis van de bekende psychometrische kwaliteiten van de Engelstalige versie van de SISA (Jones & Crandall, 1986) werd een twijfelachtige tot acceptabele Cronbach’s alpha verwacht. Aangezien dit resultaat verwacht werd, en positief is, is dit resultaat in die zin niet opvallend. De acceptabele Cronbach’s alpha is echter wel opvallend als deze vergeleken wordt met eerder onderzoek naar de Engelstalige SISA. De SISA lijkt namelijk een
twijfelachtige (Jones & Crandall, 1986) en soms zelfs slechte Cronbach’s alpha (Faraci & Cannistraci, 2015) te hebben. Er is geen reden om aan te nemen dat de SISA-NL een betere interne consistentie heeft dan de SISA, waardoor een hogere Cronbach’s alpha opvallend is. Verder onderzoek moet uitblijken of deze acceptabele Cronbach’s alpha van de SISA-NL robuust is. Aangezien de Cronbach’s alpha een onderschatting kan zijn in het geval van een factorstructuur met meerdere factoren is het belangrijk dat in vervolgonderzoek ook de Guttman’s Lambda2 wordt onderzocht.
Het huidige onderzoek heeft een aantal beperkingen. Als eerste was er niets bekend over de culturele en etnische diversiteit binnen de steekproef, aangezien dit in de
oorspronkelijke RCT niet is uitgevraagd als demografisch kenmerk. Bij vervolgonderzoek naar de psychometrische kwaliteiten van de SISA-NL moet gelet worden op de samenstelling van de steekproef, aangezien deze beïnvloed kunnen worden door cultuur en etniciteit. Zo is het onderzoek naar de factorstructuur van de Engelstalige versie van de SISA zeer
inconsistent. In het oorspronkelijke onderzoek met een voornamelijk blanke steekproef (Jones & Crandall, 1986) naar de SISA werd een structuur met vijf componenten gevonden, terwijl bij een multiculturele steekproef met voornamelijk mensen met een donkere huidskleur (Sumerlin, Privette, Bundrick, & Berretta, 1994) en bij een Roemeense en een Amerikaanse steekproef (Frost & Frost, 2000) een structuur met zes componenten werd gevonden. Een mogelijke oorzaak van deze inconsistentie is verschillen in culturele achtergrond en etniciteit. De cultuur en het sociale systeem waarbinnen een individu is opgegroeid is waarschijnlijk van invloed op de motivatie en het gedrag van dat individu, waardoor het ook van invloed is op de behoefte aan zelfactualisatie. Hierbij lijkt vooral het verschil tussen individualistische en collectivistische culturen belangrijk te zijn (Bandura, 1995; Faraci & Cannistraci, 2015; Nisbett, Peng, Choi, & Norenzayan, 2001). Culturele diversiteit is ook bij de betrouwbaarheid en validiteit van de SISA-NL van belang. Zo is één van de aspecten van zelfactualisatie,
19 autonomie, waarschijnlijk makkelijker te verwerven in westerse culturen (Faraci &
Cannistraci, 2015; Hewitt, 1989), waardoor er problemen kunnen optreden voor de
betrouwbaarheid en generaliseerbaarheid. Verder is het nog onduidelijk of zelfactualisatie in verschillende culturen inhoudelijk hetzelfde betekent, waardoor het mogelijk niet een valide begrip is over verschillende culturen (Faraci & Cannistraci, 2015). Het lijkt dus relevant te zijn om validatieonderzoek van de SISA-NL uit te voeren in een grote steekproef met deelnemers uit verschillende, zowel individualistische als collectivistische, culturen of gebruik te maken van meerdere steekproeven met deelnemers uit verschillende culturen.
Als tweede bestond de steekproef grotendeels uit vrouwen en hoogopgeleiden. Dit is een mogelijke beperking aangezien andere meetinstrumenten voor zelfactualisatie verschillen laten zien in scores tussen mannen en vrouwen. Zo scoren vrouwen algemeen hoger op de POI dan mannen (Foulds & Warehime, 1971; Schroeder, 1973). Aangezien de meeste items van de SISA gekozen zijn uit de POI en deze twee vragenlijsten in onderzoeken zeer
vergelijkbare resultaten laten zien (Sumerlin & Bundrick, 1996) , is het mogelijk dat ook de SISA gevoelig is voor sekseverschillen. Toch vonden Dominguez en Carton (1997) geen verschil tussen mannen en vrouwen op de SISA. Om vast te stellen of de SISA-NL gevoelig is voor sekseverschillen is het belangrijk dat in vervolgonderzoek steekproeven worden gebruikt met een goede verdeling van mannelijke en vrouwelijke deelnemers zodat scores vergeleken kunnen worden. Ook opleiding zou scores op de SISA-NL kunnen beïnvloeden. Mogelijk is het voor mensen met een hogere educatie makkelijker om bijvoorbeeld doelen en autonomie te bereiken, waardoor ze hoger zullen scores dan mensen met een lagere opleiding. Ook deze mogelijkheid moet in vervolgonderzoek naar de validatie van de SISA-NL
meegenomen worden.
De derde beperking was het feit dat de gegevens die beschikbaar waren van de eerder uitgevoerde RCT vastlagen, hierdoor was het niet mogelijk om de constructvaliditeit optimaal vast te stellen. Een sterkere ondersteuning voor de constructvaliditeit zou gevonden kunnen in ondersteuning voor niet alleen de convergente (zoals in het huidige onderzoek), maar ook de divergente validiteit. Hierbij zou de SISA-NL moeten samenhangen met vragenlijsten die vergelijkbare concepten meten, en niet moeten samenhangen met vragenlijsten die concepten meten die niet samenhangen met zelfactualisatie. Dit is de manier die vaak gebruikt wordt om de constructvaliditeit te onderzoeken (Campbell & Fiske, 1959; Peter, 1981). In de
oorspronkelijke RCT waren er echter geen vragenlijsten afgenomen waarmee de divergente validiteit vastgesteld kon worden. Hoewel de constructvaliditeit niet optimaal vastgesteld kon worden, bleken de resultaten wel overeen te komen met het verwachte patroon van de
20 correlaties. De SISA-NL bleek een stuk minder sterk samen te hangen met een vragenlijst die een concept meet dat theoretisch gezien verder afligt van zelfactualisatie dan met de
vragenlijsten die vergelijkbare concepten meten. Verder onderzoek naar de validiteit van de SISA-NL is dus noodzakelijk, toch kan geconcludeerd worden dat de eerste resultaten met betrekking tot de constructvaliditeit positief zijn.
Hoewel dit onderzoek bepaalde beperkingen heeft, zijn de gevonden resultaten met betrekking tot de psychometrische kwaliteiten van de SISA-NL positief. De psychometrische kwaliteiten van de SISA-NL bleken adequaat tot goed, en vooral vergelijkbaar met die van de originele Engelstalige SISA te zijn. Ondanks het belang van verder onderzoek, vooral naar de onderliggende factorstructuur, lijkt de SISA-NL zelfactualisatie te meten. Aangezien het een korte en makkelijk te gebruiken vragenlijst is, is de SISA-NL praktisch in gebruik. Hierdoor is de drempel om de vragenlijst te gebruiken vooral in de klinische praktijk laag. De
beschikbaarheid en validatie van de SISA-NL kunnen in de toekomst het meten van het construct zelfactualisatie vergemakkelijken.
21
Referenties
Baer, R. A., Smith, G. T., Lykinds, E., Button, D., Krietemeyer, J., Sauer, S., Walsh, E., Duggan, D., & Williams, J. M. G. (2008). Construct validity of the Five Facet
Mindfulness Questionnaire in meditating and nonmeditating samples. Assessment, 15, 329-342.
Bandura, A. (1995). Self-efficacy in changing societies. Cambridge and New York: Cambridge University Press.
Bar-on, R. (2010). Emotional intelligence: An integral part of positive psychology. South African Journal of Psychology, 40, 54-62.
Brace, N., Kemp, R., & Snelgar, R. (2003). SPSS for psychologists, A guide to data analysis using SPSS for windows. Basingstoke, Hampshire: Palgrave Macmillan.
Brown, K. W., & Ryan, R. M. (2003). The benefits of being present: Mindfulness and its role in psychological well-being. Journal of Personality and Social Psychology, 84, 822-848.
Campbell, D. T., & Fiske, D. W. (1959). Convergent and discriminant validation by the multitrait-multimethod matrix. Psychological Bulletin, 56, 81-105.
Chiesa, A., & Serretti, A. (2009). Mindfulness-based stress reduction for stress management in healthy people: A review and meta-analysis. The Journal of Alternative and
Complementary Medicine, 15, 593-600.
Chouhan, V. L., & Shalini, V. (2006). Coping strategies for stress and adjustment among diabetics. Journal of the Indian Academy of Applied Psychology, 32, 106-111.
Ciarrochi, J., Forgas, J. P., & Mayer, J. D. (2001). Emotional intelligence in everyday life: A scientific inquiry. Oxford: Routledge.
Cohen, J. (1988). Statistical power analysis for the behavioral sciences. New Jersey: Lawrence Erlbaum.
Cohen, R. J., Swerdlik, M. E., & Sturman, E. D. (2013). Psychological testing and assessment: An introduction to tests and measurement. New York: McGraw-Hill International Edition.
Comrey, A. L., & Lee, H. B. (2013). A first course in factor analysis. Oxford: Taylor & Francis.
Diefenhofen, B., & Musch, J. (2015). Cocor: A comprehensive solution for the statistical comparison of correlations. PLoS ONE, 10(4), e0121945.
22 Dominguez, M. M., & Carton, J. S. (1997). The relationship between self-actualization and
parenting style. Journal of Social Behavior and Personality, 12, 1093-1100.
Duckworth, A. L., Steen, T. A., & Seligman, M. E. P. (2005). Positive psychology in clinical practice. Annual Review of Clinical Psychology, 1, 629-651.
Dziuban, C. D., & Shirkey, E. C. (1974). When is a correlation matrix appropriate for factor analysis? Psychological Bulletin, 81, 358-361.
Faraci, P., & Cannistraci, S. (2015). The Short Index of Self-Actualization: A factor analysis study in an Italian sample. International Journal of Psychological Research, 8(2), 23-33.
Field, A. (2009). Discovering statistics using SPSS. Londen: Sage.
Fitts, W. H. (1971). The self-concept and self-actualization. Nashville: Dede Wallace Center. Flett, G. L., Blankstein, K. R., & Hewitt, P. L. (1991). Factor structure of the Short Index of
Self-Actualization. Journal of Social Behavior & Personality, 6, 321-329. Ford, J. K., MacCallum, R. C., & Tait, M. (1986). The application of exploratory factor
analysis in applied psychology: A critical review and analysis. Personnel Psychology, 39, 291-314.
Foulds, M. L., & Warehime, R. G. (1971). Relationship between repression-sensitization and a measure of self-actualization. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 36, 257-259.
Frost, K. M., & Frost, C. J. (2000). Romanian and American life aspirations in relation to psychological well-being. Journal of Cross-Cultural Psychology, 31, 726-751. George, D., & Mallery, P. (2003). SPSS for Windows step by step: A simple guide and
reference. Boston: Allyn & Bacon.
Gowan, J. C. (1974). Development of the psychedelic individual. Buffalo, NY: Creative Education Foundation.
Hackney, C. H., & Sanders, G. S. (2003). Religiosity and mental health: A meta-analysis of recent studies. Journal for the Scientific Study of Religion, 42, 43-55.
Henson, R. K., & Roberts, J. K. (2006). Use of exploratory factor analysis in published research: common errors and some comment on improved practice. Educational and Psychological Measurement, 66, 393-416.
Hofmann, S. G., Sawyer, A. T., Witt, A. A., & Oh, D. (2010). The effect of mindfulness- based therapy on anxiety and depression: A meta-analytic review. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 78, 169-183.
23 Jones, A. (1973). Locus of control as a factor in measuring Maslow’s concept of self-
actualization. Unpublished Master’s thesis, East Carolina university, Greenville, NC. Jones, A., & Crandall, R. (1986). Validation of a Short Index of Self-Actualization.
Personality and Social Psychology Bulletin, 12, 63-73.
Kamphuis, J. H., & van Emmerik, A. A. P. (2014). [Zelfactualisatie]. Ongepubliceerde ruwe data.
Khoury, B., Lecomte, T., Fortin, G., Masse, M., Therien, P., Bouchard, V., Chapleau, M., Paquin, K., Hofmann, S. G. (2013). Mindfulness-based therapy: A comprehensive meta-analysis. Clinical Psychology Review, 33, 763-771.
Kim, H. J., & So, H. S. (2001). A study on health promoting behavior in post-mastectomy patiens. Korean Journal of Adult Nursing, 13, 82-95.
Knapp, R. R., & Comrey, A. L. (1973). Furthur construct validation of a measure of self- actualization. Educational and Psychological Measurement, 33, 419-425.
LeFrançois, R., LeClerc, G., Dubé, M., Hébert, R., & Gaulin, P. (1997). The development and validation of a self-report measure of self-actualization. Social Behavior and
Personality, 25, 353-366.
Lessner, M., & Knapp, R. R. (1974). Self-actualization and entrepreneurial orientation among small business owners: A validation study of the POI. Educational and Psychological Measurement, 34, 455-460.
MacCallum, R. C., Widaman, K. F., Zhang, S., & Hong, S. (1999). Sample size in factor analysis. Psychological Methods, 4, 84-99.
Maslow, A. H. (1943). A theory of human motivation. Psychological Review, 50, 370-396. Meng, X., Rosenthal, R., Rubin, D. B. (1992). Comparing correlated correlation coefficients.
Psychological Bulletin, 111, 172-175.
Mook, D. G. (2001). Psychological research: The ideas behind the methods. New York: W. W. Norton & Company.
Nisbett, R. E., Peng, K., Choi, I., & Norenzayan, A. (2001). Culture and systems of thought: Holistic vs. analytic cognition. Psychological Review, 108, 291-310.
Peter, J. P. (1981). Construct validity: A review of basic issues and marketing practices. Journal of Marketing Research, 18, 133-145.
Plante, T. G. (2010). Contemporary Clinical Psychology. New York: John Wiley & Sons. Rogers, C. R. (1992). The necessary and sufficient conditions of therapeutic personality
24 Rowan, J. (2001). Ordinary Ecstacy: The dialects of humanistic psychology. Oxford:
Routledge.
Schroeder, C. C. (1973). Sex differences and growth toward self-actualization during the freshman year. Psychological Reports, 32, 416-418.
Shostrom, E. L. (1964). An inventory for the measurement of self-actualization. Educational and Psychological Measurement, 24, 207-218.
Shostrom, E. L. (1975). Personal Orientation Dimensions. San Diego: Edits/Educational and Industrial Testing Service.
Sjitsma, K. (2009). Over misverstanden rond Cronbachs alpha en de wenselijkheid van alternatieven. De Psycholoog, 44, 561-567.
Skevington, S. M., Lotfy, M., & O’Connell, K. A. (2004). The World Health Organization’s WHOQOL-BREF quality of life assessment: Psychometric properties and results of the international field trial. Quality of Life Research, 13, 299-310.
Sumerlin, J. R., & Bundrick, C. M. (1996). Brief Index of Self-Actualization: A measure of Maslow’s model. Journal of Social Behavior and Personality, 11, 253-271.
Sumerlin, J. R., Privette, G., Bundrick, C. M., & Berretta, S. A. (1994). Factor structure of the Short Index of Self-Actualization in racially, culturally, and socioeconomically diverse samples. Journal of Social Behavior and Personality, 9, 27-42.
Tabachnick, B. G., & Fidell, L. S. (1996). Using multivariate statistics. New York: HarperCollins.
Tavakol, M., & Dennick, R. (2011). Making sense of Cronbach’s alpha. International Journal of Medical Education, 2, 53-55.
Tucker, L. R., Koopman, R. F., & Linn, R. L. (1969). Evaluation of factor analytic research procedures by means of simulated correlation matrices. Psychometrika, 34, 421-459. Van Dijk, I., van Ravesteijn, H. J., & Speckens, A. E. M. (2010). Mindfulness. Bijblijven,
26(1), 3-7.
Veehof, M. M., ten Klooster, P. M., Taal, E., Westerhof, G. K., & Bohlmeijer, E. T. (2011). Psychometric properties of the Dutch Five Facet Mindfulness Questionnaire (FFMQ) in patiens with fibromyalgia. Clinical Rheumatology, 30, 1045-1054.
25
Bijlage 1: SISA-NL
Geef hieronder aan in hoeverre onderstaande uitspraken op jou van toepassing zijn, op een schaal van 1 (Mee oneens) tot 4 (Mee eens).
1 Mee oneens 2 Enigszins mee oneens
3 Enigszins mee eens 4 Mee eens
1. Geen enkele emotie vind ik beschamend.
2. Ik vind dat ik moet doen wat anderen van mij verwachten.
3. Ik geloof dat mensen in wezen goed zijn en vertrouwd kunnen worden. 4. Ik voel me vrij om boos te zijn op degenen waarvan ik houd.
5. Het is altijd vereist dat anderen goedkeuren wat ik doe. 6. Ik accepteer mijn eigen zwakheden niet.
7. Ik kan mensen leuk vinden zonder hen goed te hoeven keuren. 8. Ik ben bang voor falen en mislukking.
9. Ik vermijd pogingen om complexe issues te analyseren en vereenvoudigen. 10. Het is beter om jezelf te zijn dan om populair te zijn.
11. Ik heb geen missie in het leven waar ik mij bijzonder toegewijd aan voel. 12. Ik kan mijn gevoelens uiten zelfs wanneer dat ongewenste gevolgen zou kunnen
hebben.
13. Ik voel me niet verantwoordelijk om iedereen te helpen. 14. Ik word gehinderd door de angst niet goed genoeg te zijn. 15. Ik ben geliefd omdat ik liefde geef.
