1
Psychometrisch Onderzoek naar de Aangepaste Versie van de Rosenberg’s Self-Esteeem Scale voor Adolescenten
Naam: Yda Maan
Studentnummer: 10590331
Instelling: Universiteit van Amsterdam Begeleider: Marija Maric
Datum: 04-05-2016
Aantal woorden abstract: 118 Aantal woorden: 4519
2 Inhoudsopgave Abstract 3 Inleiding 4 Methode 10 Deelnemers 10 Materiaal 10 Procedure 12 Data-Analyseplan 13 Resultaten 14 Discussie 19 Literatuurlijst 22 Reflectieverslag 26
3
Psychometrisch Onderzoek naar de Aangepaste Versie van de Rosenberg’s Self-Esteeem Scale voor Adolescenten
Y. M. Maan
Universiteit van Amsterdam
Abstract
De constructvaliditeit, betrouwbaarheid en normgegevens van een aangepaste versie van de Rosenberg’s Self-Esteem Scale voor Adolescenten (RSES-A) werden
onderzocht. Aan het onderzoek deden 150 participanten mee, waarvan er 146 adolescenten in de leeftijd van 12 tot en met 17 jaar mee werden genomen in de analyse. Hiervan waren er 68 man en 78 vrouw. De RSES-A laadde op één factor en bleek, zoals verwacht, een hoge betrouwbaarheid te halen. Voor het opstellen van normen zijn gegevens over sekse, leeftijd, schooltype en etniciteit onderzocht. Er was een hoge correlatie tussen de RSES-A en de CBSA, wat duidde op een goede
constructvaliditeit. De RSES-A lijkt een goed instrument om het zelfbeeld van adolescenten te meten. Suggesties voor vervolgonderzoek worden gegeven.
4 Inleiding
Self-esteem1 (zelfbeeld) is de evaluatie van iemand zijn eigen waarde als een persoon.
Dit is gebaseerd op de eigen beoordeling van de kwaliteiten van deze persoon (Shaffer, 2009). Uit onderzoek blijkt dat mannen vaak hoger scoren op zelfbeeld dan vrouwen, deze bevinding is het grootst bij participanten in de late adolescentie (Kling, Hyde, Showers, & Buswell, 1999). Verder blijkt dat adolescenten met een laag zelfbeeld, in vergelijking met adolescenten met een hoog zelfbeeld, een slechtere mentale en fysieke gezondheid hebben, slechtere
economische vooruitzichten hebben en meer crimineel gedrag vertonen wanneer zij
volwassen zijn (Trzesniewski, Moffitt, Poulton, Donnellan, Robins & Caspi, 2006). Hierna zullen verschillende onderzoeken worden besproken die een relatie hebben tot een laag zelfbeeld en het meten van een laag zelfbeeld.
Depressie en een Laag Zelfbeeld
Er zijn sterke aanwijzingen dat een laag zelfbeeld een voorspeller is voor depressie. Het vulnerability-model (Beck, 2002) stelt dat een laag zelfbeeld een risicofactor is voor latere depressie. Daarentegen stelt het scar-model (Lewinsohn, Steinmetz, Larson & Franklin, 1981) dat depressie een voorspeller kan zijn van een laag zelfbeeld. Uit onderzoek bij
adolescenten tussen de 15 en 21 jaar oud blijkt dat een laag zelfbeeld een voorspeller is van depressie, maar dat depressie niet een voorspeller is van het niveau van zelfbeeld. Deze bevinding ondersteunt het vulnerability-model. Dit gold voor zowel mannen als vrouwen (Orth, Robins, & Roberts, 2008). Dit onderzoek werd gerepliceerd en uit dit replicatie-onderzoek bleek ten eerste dat depressie en zelfbeeld niet eenzelfde construct waren en het bleek dat het vulnerability-model ondersteund werd in plaats van het scar-model (Rieger,
5
Göllner, Trautwein & Roberts, 2016). Het is dan ook waarschijnlijk dat een laag
zelfvertrouwen leidt tot depressie in plaats van vice versa. Deze conclusie is van belang omdat hiermee een preventie van depressie ingezet zou kunnen worden bijadolescenten wanneer er een laag zelfbeeld gesignaleerd wordt. Zo zou er voorkomen kunnen worden dat er bij iemand een depressie ontstaat wanneer hij/zij een laag zelfbeeld heeft. Verder is het ook mogelijk dat er een interventie toegepast zou kunnen worden om zelfbeeld te verhogen bij mensen met en/of zonder depressie.
Ook maken veel adolescenten gebruik van sociale media, maar uit onderzoek blijkt dat het gebruik van sociale media door adolescenten geassocieerd kan worden met een lager zelfbeeld (Blomfield, Neira & Barber, 2014). Verder kan het gebruik van sociale media geassocieerd worden met een hogere depressieve stemming. Het is dan ook waarschijnlijk dat adolescenten die veel gebruik maken van sociale media een lager zelfbeeld zullen hebben. Wanneer het mogelijk is om een laag zelfbeeld goed te kunnen meten in de adolescentie kunnen oorzaken gezocht worden voor dit lage zelfbeeld en kan er mogelijk een preventie of interventie ingezet worden.
Subjectief Welzijn
Uit ander onderzoek blijkt dat zelfbeeld de relatie tussen extraversie en subjectief welzijn, de mate van tevredenheid die participanten zelf rapporteerden over hun leven, bij jongvolwassenen in de leeftijd van 17-24 modereert (Li, Lan & Ju, 2015). Bij participanten met een hoog zelfbeeld en participanten met een laag zelfbeeld bleek dat er een positieve relatie was tussen extraversie en subjectief welzijn. Extraversie was een meer significante voorspeller van subjectief welzijn in participanten met een hoog zelfbeeld, dan in
participanten met een laag zelfbeeld. Dit betekent dat zelfbeeld de relatie tussen extraversie en subjectief welzijn modereerde. Het is dan ook waarschijnlijk dat door het verkrijgen van een
6
hoger zelfbeeld er een betere voorspelling kan worden gedaan over het subjectief welzijn met behulp van extraversie. Verder bleek dat het subjectief welzijn laag was wanneer het zelfbeeld van participanten laag was. Het is van belang om erachter te komen of iemand een laag
zelfbeeld heeft, omdat dit een relatie heeft met een laag subjectief welzijn. Door meer onderzoek te doen naar het zelfbeeld kan het mogelijk zijn om conclusies te trekken over causaliteit. Hiervoor is het wel nodig om een goede test te hebben om zelfbeeld te meten. Op deze manier zal een laag zelfbeeld beter gesignaleerd kunnen worden en kan hier eerder een interventie op ingezet worden om het mogelijk te maken dat zelfbeeld en/of subjectief welzijn verbeterd kunnen worden.
Als laatst zijn er aanwijzingen voor een relatie tussen een laag zelfbeeld en
externaliserende problematiek (Donnellan, Trzesniewski, Robins, Moffitt & Caspi, 2005). Zo werd er in een onderzoek gevonden dat een laag zelfbeeld bij jongens in de adolescentie kan leiden tot delinquent gedrag. Dit delinquente gedrag kan weer zorgen voor een hoger
zelfbeeld (Rosenberg, Schooler & Schoenbach, 1989). Wanneer er een goede test wordt gevonden voor het signaleren van een laag zelfbeeld kan er hier op ingegaan worden en zou delinquent gedrag mogelijk voorkomen kunnen worden bij jongens in de adolescentie. Ook zal hiermee een interventie ingezet kunnen worden om het zelfbeeld te verhogen op een betere manier dan met behulp van delinquent gedrag.
Uit de eerdergenoemde onderzoeken blijkt het belang om goede interventies in te zetten bij een laag zelfbeeld. Daarvoor moet echter eerst altijd onderzocht worden of er sprake is van een laag zelfbeeld. Bij adolescenten is hier nog geen goed geëvalueerde, makkelijke test voor. Daarom is het van belang dat er een vragenlijst ontwikkeld wordt die wel getest en genormeerd is voor adolescenten en voor hen ook ingezet kan worden.
7 De Rosenberg’s Self-Esteem Scale
De Rosenberg’s Self-Esteem Scale (RSES; Rosenberg, 1965) is een psychologische test die bedoeld is om zelfbeeld te meten. In deze test zijn 10 items opgenomen. De
antwoordopties van de RSES worden weergegeven op een 4-punts Likert schaal die loopt van ‘Helemaal waar voor mij’, ‘Een beetje waar voor mij’, ‘Niet zo waar voor mij’ tot en met ‘Helemaal niet waar voor mij’. De helft van de items dient omgescoord te worden, omdat vijf items positief verwoord zijn, bijvoorbeeld ‘Ik kan de dingen net zo goed als anderen’, en vijf items negatief verwoord zijn, bijvoorbeeld ‘Soms voel ik mij beslist nutteloos’.
Er is verschillend onderzoek gedaan naar de RSES. Het is mogelijk dat er één factor onderligt aan de RSES (Corwynn, 2000) . Maar het is ook mogelijk dat er twee factoren onderliggen aan de RSES (Dobson, Goudy, Keith, & Powers, 1979). Dit houdt in dat de vragen die worden gebruikt bij de RSES één factor of juist meerdere factoren meet. Wanneer er één factor gevonden wordt zou dit het ‘gehele zelfbeeld’ van een persoon kunnen
representeren. Wanneer er twee onderliggende factoren gevonden worden zouden deze factoren ‘negatief zelfbeeld’ en ‘positief zelfbeeld’ kunnen representeren. Uit het onderzoek van Tomás en Oliver (1999) bleek dat bij de RSES één globale factor voor zelfbeeld onderligt aan de schalen. Hierbij werd de RSES afgenomen bij Spaanstalige adolescenten, in dit
onderzoek werd hiervoor dan ook gebruik gemaakt van een Spaanse versie van de RSES. Door Schmitt en Allik (2005) werd gevonden dat het gebruik van de RSES tussen culturen van beperkte waarde is, omdat negatief verwoorde items in verschillende culturen
verschillend worden geïnterpreteerd. Daarom is het onderzoek van Tomás en Oliver (1999) niet direct te generaliseren naar en te vergelijken met andere versies van de RSES. Wel blijkt er verder uit verschillende onderzoeken dat er één factor onderligt aan de items van de RSES (Gray-Little, Williams, & Hancock, 1997; Greenberger, Chen, Dmitrieva, & Farruggia, 2003; Huang, & Dong, 2012). In huidig onderzoek zal een aangepaste versie van de RSES
8
geanalyseerd worden op de factorstructuur. Omdat een aangepaste versie van de RSES zal verschillen van de oorspronkelijke RSES is het niet met zekerheid te zeggen dat een
aangepaste versie ook één onderliggende factor bezit. Echter zijn de aanpassingen bedoeld om de vragenlijst beter te laten passen bij de doelgroep en niet om iets anders te meten, dus is het wel waarschijnlijk dat er één onderliggende factor zal zijn.
Ook is er onderzoek gedaan naar de RSES bij adolescenten in Canada (Bagley,
Bolitho & Bertrand, 1997). Deze bleek voor de adolescenten een goede betrouwbaarheid (α = .85 tot α = .90) te hebben. Hierbij valt wel op te merken dat dit een Engelstalige lijst was. Deze lijst is anders dan een Nederlandse lijst in het opzicht dat niet alle woorden letterlijk vertaald kunnen worden, waardoor de lijst toch anders is geworden kan zijn dan de oorspronkelijke lijst. Verder is het mogelijk dat bepaalde woorden een andere betekenis hebben in een andere taal of een ander land en dat de vraag anders geïnterpreteerd wordt dan in een andere taal. Als laatst is dit ook een redelijk oud onderzoek wat als consequentie kan hebben dat er andere resultaten uit soortgelijk onderzoek kunnen komen omdat adolescenten zich op dit moment misschien anders ontwikkelen.
Verder is er een ‘Rosenberg zelfwaarderingslijst’ ontwikkeld (Mayer, Muris & Meesters, 2009). Dit is een Nederlandse vragenlijst gebaseerd op de RSES. Hierin zijn 15 items opgenomen en er wordt gebruik gemaakt van een 6-punts likert schaal die loopt van ‘helemaal waar’ tot en met ‘helemaal niet waar’. Deze lijst was bedoeld voor adolescenten. Hoewel deze vragenlijst is ontwikkeld is hier geen onderzoek gedaan naar de
psychometrische eigenschappen van deze vragenlijst, waardoor er niets gezegd kan worden over het gebruik van deze vragenlijst. Er wordt niet aangegeven waarom er veranderingen zijn gemaakt in de RSES. Ook is er niet te achterhalen wat voor toegevoegde waarde deze
vragenlijst zou moeten hebben. Als laatst is de vragenlijst ook nog langer gemaakt, wat voor adolescenten waarschijnlijk juist minder prettig is dan een kortere vragenlijst. Daarom is het
9
nog steeds van belang om een vragenlijst over zelfbeeld voor adolescenten te ontwikkelen en deze op psychometrische eigenschappen te testen om hier gefundeerde conclusies op te kunnen baseren.
Het is duidelijk dat er op dit moment geen snel en simpel in te vullen vragenlijst bestaat die het zelfbeeld van adolescenten meet. Daarom is er in dit onderzoek een mogelijk verbeterde versie van de RSES ontwikkeld om dit bij adolescenten goed te meten. Dit heeft het doel een beter inzicht te krijgen in het zelfbeeld in een normale populatie adolescenten en daarmee ook een inzicht in een mogelijk laag zelfbeeld bij adolescenten. Op deze manier is het misschien mogelijk om eerdergenoemde problemen, zoals depressie en externaliserende problematiek, te voorkomen.
In dit onderzoek zal de Rosenberg’s Self-Esteem Scale (RSES) op zo’n manier worden aangepast dat deze geschikt zal zijn voor adolescenten. Deze schaal zal de RSES-A genoemd worden. Er zal onderzoek gedaan worden naar de constructvaliditeit, betrouwbaarheid en normgegevens van deze RSES-A. Op basis van eerder besproken onderzoek (Gray-Little, Williams, & Hancock, 1997; Greenberger, Chen, Dmitrieva, & Farruggia, 2003; Huang, & Dong, 2012) wordt er verwacht dat de RSES-A zal laden op één factor, namelijk algemeen zelfbeeld. Daarbij wordt dus verwacht dat de RSES-A een goede constructvaliditeit zal hebben. Dit zal gemeten worden door middel van de PCA en door de correlatie te berekenen tussen de RSES-A en een andere test die hetzelfde beoogt te meten. Ook wordt er een goede betrouwbaarheid na analyse van de RSES-A verwacht. Als laatst zullen er met behulp van dit onderzoek beschrijvende gegevens geraadpleegd worden die kunnen helpen bij het opstellen van normgegevens voor de RSES-A.
10 Methode Deelnemers
Aan het onderzoek deden 150 adolescenten mee. Een exclusiecriterium was wanneer een participant niet binnen de voorafgestelde leeftijdsgroep van 12 tot en met 17 viel. Om deze reden werden 4 participanten uitgesloten van de analyse omdat zij 18 jaar of ouder waren. Hierna bleven er 146 adolescenten over die mee werden genomen in de analyse. Zij hadden de leeftijd van 12 tot en met 17 jaar oud. Hiervan waren er 68 man en 78 vrouw. De gemiddelde leeftijd was 15 jaar (SD = 1.74). Achttien participanten zaten op de basisschool, 123 participanten zaten op het middelbare onderwijs en van 5 participanten is dit onbekend. Participanten werden verworven doordat onderzoekers verschillende scholen benaderderen om mee te doen aan het onderzoek. Het onderzoek was goedgekeurd door de Commissie Ethiek Psychologie. Voor de uitvoering van dit onderzoek was actieve toestemming van de ouders/verzorgers van de participanten en van de participanten zelf vereist. Bij dit onderzoek werd geen vergoeding geboden.
Materiaal
Voor dit onderzoek waren verschillende materialen van toepassing. Doordat dit onderzoek een onderdeel is van een groter onderzoek werden er vijf vragenlijsten en één computertaak afgenomen. De computertaak was de Implicit Associations Self-Esteem Test (IAT) (Greenwald, McGhee, & Schwartz, 1998). De vragenlijsten waren de Competentie Belevingsschaal voor Adolescenten (CBSA) (Treffers, Goedhart, Veerman, Van den Bergh, Ackaert & de Rycke, 2002), de Zelfbeoordelingsvragenlijst voor kinderen (ZBV-K) nu & algemeen (Bakker, Van Wieringen, Van der Ploeg & Spielberger, 1989), de Child Depression Inventory (CDI) zonder item 9 (suïcide) (Kovacs, Timbremont & Braet, 2002), de SCARED-korte versie (Screen for Anxiety Related Emotional Disorders) (Birmaher, Brent, Chiappetta,
11
Bridge, Monga & Baugher, 1999) en de Rosenberg’s Self-Esteem Scale voor Adolescenten (RSES-A) (Rosenberg, 1965). Deze laatste RSES-A is van belang voor dit (deel)onderzoek.
De RSES werd door alle onderzoekers geïnspecteerd en werd door hen gezamenlijk aangepast. De RSES werd zo aangepast dat deze hetzelfde zou zijn voor kinderen en adolescenten. Van deze aanpassingen werd uitgegaan dat zij beter te begrijpen waren voor zowel kinderen als adolescenten en er werd verwacht dat deze aanpassingen ten goede zouden komen bij respons van kinderen en adolescenten, wat zorgt voor een betere betrouwbaarheid en aansluiting op deze doelgroep. Naar aanleiding van deze aanpassingen werd er een pilotonderzoek gehouden. Uit dit pilotonderzoek bleek dat een paar items voor kinderen nog anders verwoord moesten worden. Daarom is ervoor gekozen om een aparte kinderversie (RSES-K) en een aparte adolescenten versie te genereren (RSES-A). De versie die voor het pilotonderzoek was gemaakt werd verder aangepast om nog meer aan te sluiten op
adolescenten. In tabel 1 staan de aanpassingen die per item zijn gedaan.
Tabel 1
Aanpassingen van RSES naar RSES-A per Item, bij Item 2 en 4 Waren geen Aanpassingen
Item RSES Item RSES-A
1. Anderen 1. Andere jongeren
3. Beslist 3. Echt
5. Ik sta postief ten opzichte van mezelf 5. Ik ben blij met mezelf 6. Ik heb het gevoel dat ik een persoon ben die
wat waard is, op zijn minst evenveel als anderen
6. Ik denk dat ik minstens zoveel waard ben als mijn leeftijdgenoten
7. Nu en dan 7. Soms
8. Heb het gevoel 8. Denk
9. Al met al 9. Meestal
12
Ander materiaal waar gebruik van gemaakt werd waren de computers op de
middelbare school. Ook werd er gebruik gemaakt van papieren formulieren, bedoeld voor het verkrijgen van actieve toestemming van de participanten. Als laatste waren de vragenlijsten ook op papier aanwezig tijdens de testafname, indien de computers niet zouden werken.
Procedure
Aan het begin van het onderzoek zijn brieven voor de ouders en de school opgesteld. Deze brieven en het onderzoeksvoorstel werden voorgelegd aan de ethische commissie en deze zijn door deze commissie goedgekeurd.
Door de participerende scholen werden de informatiebrieven verspreid en er werd actieve toestemming geregeld van de ouders van de participanten. Hierna werd geregeld wanneer en waar er getest kon worden op de scholen. Eén week vantevoren werden computers getest met de vragenlijsten en computertaak en werd de software voor de computertaak geïnstalleerd.
Voorafgaand aan de afname van het onderzoek werd aan elke participant een testnummer toegewezen. Verder werd er een blaadje gegeven waarop de testlink stond en, waar mogelijk, werd dezelfde testlink met instructie op welke link te klikken op het bord geschreven.
Tijdens het lesuur waarin het onderzoek af werd genomen moesten de participanten zelf ook een actieve toestemming invullen. Tijdens de uitvoering van het onderzoek moesten de participanten de eerdergenoemde vragenlijsten invullen en de computertaak doen. Het was willekeurig of iemand eerst de vragenlijsten of eerst de computertaak kreeg. De afnameduur van de vragenlijsten en de computertaak bedroeg 45 minuten. De taken werden in een computerlokaal op de school afgenomen. Op sommige scholen zaten zowel de participanten als andere leerlingen uit de klas in één computerlokaal samen te werken en op andere scholen
13
zaten alleen participanten in het computerlokaal te werken. Bij alle participanten werden dezelfde vragenlijsten en computertaak afgenomen.
Data-Analyseplan
Bij dit onderzoek dienen meerdere analyses uitgevoerd te worden.
Als eerst worden alle participanten die de RSES-A hadden ingevuld en in de leeftijdscategorie van 12 tot en met 17 jaar vielen geselecteerd. Als tweede worden de beschrijvende statistieken en frequenties opgevraagd. Daarna wordt naar outliers gezocht en beoordeeld of deze outliers meegenomen worden in de verdere analyse. Hierna wordt een van de belangrijkste analyses gedaan, namelijk de factoranalyse, de principale componenten analyse (PCA). Verder zal er een betrouwbaarheidsanalyse uitgevoerd. Hierbij wordt gekeken naar de Cronbach’s alpha. Dan zal er gekeken worden naar beschrijvende statistieken van bepaalde variabelen welke te maken hebben met normen. Voor elk van deze variabelen wordt eerst een Levene’s test uitgevoerd. Voor sekse zal een independent samples t-test uitgevoerd worden met de variabelen RSES-A en sekse, waarbij sekse onder wordt verdeeld in jongen en meisje. Voor leeftijd zullen de beschrijvende statistieken opgevraagd worden. Voor schooltype zal een ANOVA met 2 contrasten uitgevoerd worden. Voor etniciteit zal een independent samples t-test worden uitgevoerd met de variabelen RSES-A en etniciteit, waarbij etniciteit wordt opgedeeld in ‘Nederlands’ en ‘Ander land, namelijk...’. Verder zullen voor deze vier genoemde normen descriptives van elke split-file opgevraagd worden. Als laatst zal er een correlatie tussen de RSES-A en de CBSA opgevraagd worden, dit heeft te maken met de convergente validiteit.
14 Resultaten
Van de 150 participanten werd er een analyse uitgevoerd over 146 participanten, zoals eerder vermeld. Er bleken 3 outliers te zijn bij de RSES-A. Verdere inspectie van de data van deze participanten gaf geen aanleiding om deze outliers te verwijderen. Deze participanten werden niet verwijderd omdat zij niet compleet anders scoorden op de andere vragenlijsten die zij ook in hadden gevuld. Zij waren ook geen extreme outliers die echt verwijderd zouden moeten worden. Omdat deze participanten ook, net als alle andere participanten, onderdeel zijn van deze populatie en er geen speciale reden aan te wijzen is waarom zij outliers zouden zijn, zijn zij niet uit de analyse verwijderd. Participanten met de leeftijd van 18 of ouder werden uitgesloten van het onderzoek.
Daarna is er een Principale Componenten Analyse uitgevoerd. De assumptie van Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) meting gaf een waarde waarop gebaseerd kan worden dat de steekproef adequaat, oftewel groot genoeg, was voor de analyse, KMO = .94. Uit de PCA bleek dat er één onderliggend component was voor de RSES-A (zie Tabel 2). Dit is verder ook te zien in de Scree Plot van Figuur 1 waarbij er één keer een eigenvalue boven de 1 wordt gescoord, wat duidt op één component. Deze factor verklaarde 60.31% van de totale variantie. Met behulp van spss werd er één factor gevonden, waardoor er geen rotatie mogelijk was.
15 Tabel 2
Component Matrix van de Principale Componenten Analyse, waarbij er 1 component is geëxtraheerd Component 1 Item 1 .578 Item 2 .778 Item 3 .783 Item 4 .741 Item 5 .825 Item 6 .769 Item 7 .828 Item 8 .725 Item 9 .860 Item 10 .842
Hierna werd er een betrouwbaarheidsanalyse uitgevoerd. Hieruit bleek dat er een hoge betrouwbaarheid was, Cronbach’s α = .92 (tabel 3). De Cronbach’s α zou niet hoger worden wanneer er items verwijderd zouden worden (zie tabel 4).
Tabel 3
Betrouwbaarheidsanalyse van de RSES-A
Cronbach’s Alpha Cronbach’s Alpha Based on Standardized Items N of Items
16 Tabel 4
Statistieken over Cronbach’s Alpha bij Verwijdering per Item Cronbach’s Alpha if Item Deleted
Item 1 .925 Item 2 .914 Item 3 .914 Item 4 .918 Item 5 .912 Item 6 .916 Item 7 .911 Item 8 .919 Item 9 .909 Item 10 .911
Verder werd er gekeken naar een verschil tussen jongens en meisjes. Jongens scoorden gemiddeld 23.485 en meisjes scoorden gemiddeld 21.128 op de RSES-A (zie tabel 5). Dit verschil was significant, t(144) = 2.30, p = .02.
Tabel 5
Beschrijvende Statistieken van Sekse
Ik ben een: N Mean Mean Std. deviation
Statistic Statistic Std. Error Statistic
Jongen RSES-A score 68 23.49 .72 5.97
17
Ook werden de gemiddeldes van de verschillende leeftijden opgevraagd (zie tabel 6). In de groepen ‘onbekend’, ’13 jaar’ en ’14 jaar’ zitten, in vergelijking met de andere groepen, een aanzienlijk minder aantal participanten.
Tabel 6
Beschrijvende Statistieken van Leeftijd
Hoe oud ben je? N Mean Mean Std. deviation
Statistic Statistic Std. Error Statistic
. RSES-A score 2 10.00 8.00 11.31 12.00 RSES-A score 26 22.88 1.09 5.57 13.00 RSES-A score 8 22.88 3.07 8.68 14.00 RSES-A score 7 25.43 1.13 2.99 15.00 RSES-A score 32 21.72 .85 4.79 16.00 RSES-A score 41 22.56 .92 5.89 17.00 RSES-A score 30 21.63 1.40 7.68
Participanten van de basisschool (M = 22.39) scoorden gemiddeld lager dan
participanten op het HAVO (M = 23.33) en hoger dan participanten op het VWO (M = 21.73) (zie tabel 7). Hierbij bleek geen significant verschil in scores op de RSES-A tussen
participanten van de basisschool en participanten van de middelbare school, t(138) = .09, p = .93. Verder bleek er ook geen significant verschil in scores op de RSES-A tussen
18 Tabel 7
Beschrijvende Statistieken van Schooltype
Op dit moment zit ik op: N Mean Mean Std. deviation Statistic Statistic Std. Error Statistic
. RSES-A
score
5 24.20 3.43 7.66
De basisschool, klas RSES-A score
18 22.39 1.30 5.53
HAVO, klas RSES-A
score
30 23.33 .88 4.84
VWO, klas RSES-A
score
93 21.73 .67 6.74
Er was een klein verschil tussen de gemiddelde scores op de RSES-A van
participanten die in Nederland waren geboren (M = 22.32) en participanten die in een ander land waren geboren (M = 22.67) (Zie tabel 8). Dit verschil bleek niet significant te zijn tussen Nederlandse afkomst en een andere afkomst, t(137) = -.14, p = .89.
Tabel 8
Beschrijvende Statistieken van Etniciteit In welk land ben je
geboren?
N Mean Mean Std. deviation
Statistic Statistic Std. Error Statistic
. RSES-A score 7 20.14 3.94 10.42
Nederland RSES-A score 133 22.32 .53 6.10
19
Als laatst werd er met behulp van een correlatie tussen RSES-A en CBSA nogmaals gekeken naar convergente validiteit van de RSES-A. De correlatie die werd gevonden bij de correlatie-analyse tussen de RSES-A en de CBSA was hoog, r = 0.82, p < .001.
Discussie
In dit onderzoek werd een aangepaste versie van de RSES voor adolescenten
psychometrisch geëvalueerd bij adolescenten. De hypothese dat er één factor aan de RSES-A onderligt werd bevestigd. Dit onderzoek is dan ook in lijn met eerder onderzoek (Corwynn, 2000; Gray-Little, Williams, & Hancock, 1997; Greenberger, Chen, Dmitrieva, & Farruggia, 2003; Huang, & Dong, 2012). Uit dit onderzoek blijkt dat de RSES-A een goede
betrouwbaarheid had, dit is in overeenstemming met de verwachting. Verder bleek dat de RSES-A een goede constructvaliditeit had, wat ook werd verwacht. Als laatst werden
beschrijvende statistieken gegeven over sekse, leeftijd, schooltype en etniciteit, wat een begin is van het opstellen van normen voor de RSES-A. Het is heel waarschijnlijk dat de RSES-A zo aangepast is dat deze goed aansluit op de doelgroep van adolescenten.
Bij het onderzoek zijn wat kanttekeningen te plaatsen. Tijdens afname van het onderzoek leek een deel van de participanten afgeleid te worden door andere leerlingen uit hun klas die niet meededen aan het onderzoek. Dit kwam doordat zij soms naast elkaar zaten. Soms werd er door deze leerlingen bij elkaar op het computerscherm gekeken. Het is mogelijk dat hierdoor de participanten niet altijd een eerlijk antwoord hebben gegeven, maar ook wel eens een meer sociaal wenselijk antwoord hebben gegeven. Door sociaal wenselijke
antwoorden te geven is het mogelijk dat de normen anders liggen dan ze daadwerkelijk horen te liggen. Voor vervolgonderzoek is het verstandig om de participanten op zo een manier bij een computer te plaatsen dat zij niet afgeleid kunnen worden door andere participanten en dat deze participanten niet op hun scherm kunnen kijken waardoor er naar verwachting ook
20
minder sociaal wenselijke antwoorden zullen worden geven. Verder waren er participanten die de taak en vragenlijsten eerst niet geheel serieus leken te nemen. Als dit werd opgemerkt door de onderzoekers of docent van de participant werd gevraagd om toch zo serieus mogelijk de vragenlijsten in te vullen en de computertaak te doen. Dit verzoek leek wel te werken om de participant serieuzer aan het werk te krijgen. Hierbij moet wel opgemerkt worden dat het inherent is aan de doelgroep dat niet alles betrouwbaar gaat en hier zouden de normen dus misschien wel voor passen omdat er nooit perfect gemeten kan worden.
Verder werd het onderzoek door verschillende onderzoekers afgenomen. Deze onderzoekers waren zelf redelijk onervaren. Dit resulteerde erin dat instructies niet consequent hetzelfde werden gegeven. Het is mogelijk dat dit invloed gehad heeft op de participanten. Er kan bijvoorbeeld invloed zijn geweest op de concentratie van de
participanten, wat invloed gehad heeft kunnen hebben op de resultaten. Dit zou ervoor kunnen hebben gezorgd dat de participanten het onderzoek minder serieus namen, omdat het niet altijd consequent en duidelijk was. Ook kunnen participanten verschillende antwoorden hebben gegeven omdat zij instructies anders hebben begrepen van de onderzoekers. Desalniettemin bleef het wel rustig in de klas en konden de onderzoekers de vragen van de participanten rustig beantwoorden. Voor vervolgonderzoek is het aan te bevelen om de onderzoekers vantevoren te trainen met het afnemen van de vragenlijsten en computertaak. Op deze manier zullen onderzoekers beter weten wat zij in bepaalde situaties moeten doen en zal de aanpak bij alle onderzoekers hetzelfde zijn, wat ervoor kan zorgen dat er minder eventuele probleemfactoren zich voor zullen doen tijdens de afname van het onderzoek die invloed kunnen hebben op de participanten en daarmee op hun antwoorden.
Ook is er gebruik gemaakt van de CBSA ter vergelijking met de RSES-A. De CBSA meet 6 specifieke competenties ‘schoolvaardigheden’, ‘sociale acceptatie’, ‘sportieve vaardigheden’, ‘fysieke verschijning’, ‘gedragshouding’ en ‘hechte vriendschap’. Verder
21
wordt met de CBSA het algemene gevoel van eigenwaarde gemeten. Merkwaardig is dat in sommig onderzoek deze vragnelijst ook gebruikt wordt als een maat voor zelfbeeld (Güldner & Veerman, 2003). Het is dan ook mogelijk dat deze vragenlijst ook zelfbeeld meet. Hieruit kan opgemaakt worden dat de mogelijkheid bestaat dat er nog niet valt te differentiëren bij adolescenten tussen verschillende domeinen bij zelfbeeld. Dit zou een verklaring kunnen zijn voor de hoge correlatie tussen de CBSA en de RSES-A die in dit onderzoek werd gevonden.
Doordat dit onderzoek uitgevoerd is op basisscholen en HAVO en VWO scholen is het niet mogelijk om de uitkomst te generaliseren naar de gehele populatie van adolescenten. Het is mogelijk dat adolescenten die bijvoorbeeld op het VMBO zitten andere scores behalen dan die in dit onderzoek gevonden zijn. Daarom is het van belang om bij vervolgonderzoek het opleidingsniveau meer te spreiden en van alle niveaus participanten mee te nemen in het onderzoek.
Aan dit onderzoek deden 150 adolescenten mee. Voor de normen is dit een redelijke grootte van de groep. Maar het is van belang om dit onderzoek te repliceren. Zo kan de test-hertest betrouwbaarheid onderzocht worden en kunnen er in de toekomst goede normen opgesteld worden.
Hoewel er nog nieuw onderzoek nodig is, is dit alvast een eerste stap in de richting om het zelfbeeld van adolescenten beter te kunnen onderzoeken en hen hiermee beter op weg te kunnen helpen met minder problemen.
22 Literatuurlijst
Bagley, C., Bolitho, F., & Bertrand, L. (1997). Norms and construct validity of the Rosenberg Self-Esteem Scale in Canadian high school populations: Implications for counselling. Canadian Journal of Counselling, 31(1), 82-92.
Bakker, F. C., Van Wieringen, P. C. W., Van der Ploeg, H. M., & Spielberger, C. D. (1989). Handleiding bij de Zelfbeoordelingsvragenlijst voor Kinderen (ZBVK). Lisse, Nederland: Swets & Zeitlinger.
Beck, A. T. (2002). Cognitive models of depression. In Leahy, R., & Dowd, E. T. (Eds.), Clinical advances in cognitive psychotherapy: Theory and application (pp. 29-61). New York: Springer Publishing Company.
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 and Adolescent Psychiatry, 38(10), 1230-1236.
Blomfield Neira, C. J., & Barber, B. L. (2014). Social networking site use: Linked to
adolescents’ social self-concept, self-esteem, and depressed mood. Australian Journal of Psychology, 66, 56-64.
doi: 10.1111/ajpy.12034
Corwynn, R. F. (2000). The factor structure of global self-esteem among adolescents and adults. Journal of Research in Personality, 34, 357-379. doi:10.1006/jrpe.2000.2291 Dobson, C., Goudy, W. J., Keith, P. M., & Powers, E. (1979). Further analysis of Rosenberg’s
self-esteem scale. Psychological Report, 44, 639-641.
Donnellan, M. B., Trzesniewski, K. H., Robins, R. W., Moffitt, T. E., & Caspi, A. (2005). Low self-esteem is related to aggression, antisocial behavior, and delinquency. Psychological Science, 16(4), 328-335.
23
Gray-Little, B., Williams, V. S. L., & Hancock, T. D. (1997). An item response theory analysis of the Rosenberg self-esteem scale. Personality and Social Psychology Bulletin, 23(5), 443-451.
Greenberger, E., Chen, C., Dmitrieva, J., & Farruggia, S. P. (2003). Item-wording and the dimensionality of the Rosenberg self-esteem scale: do they matter? Personality and Individual Differences, 35, 1241-1254.
Greenwald, A. G., McGhee, D. E., & Schwartz, J. L. K. (1998), Measuring individual
differences in implicit cognition: The Implicit Association Test. Journal of Personality and Social Psychology, 74(6), 1464–1480. doi:10.1037/0022-3514.74.6.1464
Güldner, M. G., & Veerman, J. W. (2003). Ontkenning als verklaring van zelfidealisatie bij kinderen in een psychiatrisch centrum. Kind en adolescent, 24, 12-20. doi:
10.1007/BF03060866
Huang, C., & Dong, N. (2012). Factor structures of the Rosenberg self-esteem scale: A meta-analysis of Pattern Matrices. European Journal of Psychological Assessment, 28(2), 132-138.
doi: 10.1027/1015-5759/a000101
Kling, K. C., Hyde, J. S., Showers, C. J., & Buswell, B. N., 1999. Gender differences in self-esteem: A meta-analysis. Psychological Bulletin, 125(4), 470-500.
Kovacs, M., Timbremont, B., & Braet, C. (2002). CDI: Children depression inventory. Harcourt Assessment BV.
Lewinsohn, P. M., Steinmetz, J. L., Larson, D. W., & Franklin, J. (1981). Depression-related cognitions: Antecedent or consequence? Journal of Abnormal Psychology, 90(3), 213-219.
24
Li, Y., Lan, J., & Ju, C. (2015). Self-esteem, gender, and the relationship between
extraversion and subjective well-being. Social Behavior and Personality, 43(8), 1243-1254.
http://dx.doi.org/10.2224/sbp.2015.43.8.1243
Liu, W., & Eckert, T. (2014). Adolescents’ perceptions of chronic self-concept, peer relations, and learning conditions. Interactive Learning Environments, 22(5), 649-667.
http://dx.doi.org/10.1080/10494820.2012.707125
Mayer, B., Muris, P., & Meesters, C. (2009). Brief report: Direct and indirect relations of risk factors with eating behavior problems in late adolescent females. Journal of
Adolescence, 32, 741-745. doi:10.1016/j.adolescence.2008.12.002
Orth, U., Robins, R. W., & Roberts, D. B. W. (2008). Low self-esteem prospectively predicts depression in adolescence and young adulthood. Journal of Personality and Social Psychology, 95(3), 695-708.
doi: 10.1037/0022-3514.95.3.695
Rieger, S., Göllner, R., Trautwein, U., & Roberts, B. W. (2016). Low self-esteem
prospectively predicts depression in the transition to young adulthood: A replication of Orth, Robins, and Roberts (2008). Journal of Personality and Social Psychology, 110(1), e16-e22.
http://dx.doi.org/10.1037/pspp0000037
Rosenberg, M. (1965). Society and the adolescent self-image. Princeton, NJ: Princeton University Press.
Rosenberg, M., Schooler, C., & Schoenbach, C., 1989. Self-esteem and adolescent problems: Modeling reciprocal effects. American Sociological Review 54(6), 1004-1018. Shaffer, D. R. (2009). Social and personality development. Belmont, CA: Wadsworth.
25
Schmitt, D. P., & Allik, J. (2005). Simultaneous administration of the Rosenberg self-esteem scale in 53 nations: Exploring the universal and culture-specific features of global self-esteem. Journal of Personality and Social Psychology, 89(4), 623-642.
doi: 10.1037/0022-3514.89.4.623
Tomás, J. M., & Oliver, A. (1999). Rosenberg’s self-esteem scale: Two factors or method effects. Structural Equation Modeling, 6(1), 84-98.
doi: 10.1080/10705519909540120
Treffers, P. D. A., Goedhart, A. W., Veerman, J. W., Van den Bergh, B. R. H., Ackaert, L., & de Rycke, L. (2002). Competentiebelevingsschaal voor adolescenten (CBSA). Lisse, Nederland: Swets & Zeitlinger.
Trzesniewski, K. H., Moffitt, T. E., Poulton, R., Donnellan, M. B., Robins, R. W., & Caspi, A. (2006). Low self-esteem during adolescence predicts poor health, criminal behavior, and limited economic prospects during adulthood. Developmental Psychology, 42(2), 381-390. doi: 10.1037/0012-1649.42.2.381
