De psychometrische eigenschappen van een aangepaste versie van de
competentie belevingsschaal voor adolescenten
Naam: Magali Sinceretti
Studentnummer: 10367500 Begeleider: Marija Maric
Universiteit van Amsterdam
Aantal woorden abstract: 119 Aantal woorden totaal:4991
Abstract
De competentie belevingsschaal voor adolescenten is een zelfbeeldvragenlijst
voor jongeren tussen de 12 en 18 jaar. Het doel van deze studie is het aanpassen van de CBSA met de intentie dit meetinstrument geschikter te maken voor jongeren. De
aanpassingen werden gemaakt op basis van het onderzoek van Wichstraum (1995). Voor het onderzoek werd er gekeken naar de interne consistentie en de validiteit van de aangepaste versie van de CBSA. De vragenlijst werd afgenomen bij 149 jongeren. Uit een Reliability analysis kwam een hoge Cronbach’s alpha waarde (α=.91). Voor de validiteit werd er een Principal Component Analysis en een Partial Confirmatory Analysis uitgevoerd. Uit de resultaten bleek dat de aangepaste CBSA een goede interne consistentie en een goede validiteit had.
Zelfbeeld
Een belangrijk onderdeel in de ontwikkeling van een individu is iemand zijn zelfbeeld. Met zelfbeeld wordt bedoeld, de gevoelens over hoe iemand zichzelf waardeert en hoe iemand zijn eigen competentie inschat1. Zelfbeeld ontstaat bij kinderen, wanneer zij het
vermogen hebben om zich te vergelijken met hun leeftijdgenoten2. Door deze vergelijking
raken kinderen zich meer bewust van zichzelf en zal hun zelfbeeld worden beïnvloed. Het is bekend dat zelfbeeld een grote invloed heeft op het welzijn van het kind. Een kind met een goed zelfbeeld heeft een positievere instelling en zal later meer kans hebben op een leven waar hij of zij gelukkig mee is. Terwijl een laag zelfbeeld wordt geassocieerd met het ontwikkelen van angst en depressie 3. Het is daarom erg belangrijk dat er onderzoek wordt
gedaan naar het concept zelfbeeld. Op deze manier kunnen er behandelingsmogelijkheden worden ontwikkeld voor het aanpakken van een negatief zelfbeeld, om zo iemand zijn welzijn te verbeteren. Om meer over zelfbeeld bij kinderen te weten te komen, is het noodzakelijk om zelfbeeld op een goede manier te kunnen meten. Zonder goede
meetinstrumenten kan een negatief zelfbeeld minder goed worden gesignaleerd en kan er minder snel worden ingegrepen. Op basis van de psychometrische eigenschappen kan er een uitspraak worden gedaan over de waarde van het meetinstrument. De betrouwbaarheid en de validiteit zijn hierbij belangrijk en horen in orde te zijn. Hiermee wordt gecontroleerd of zelfbeeld daadwerkelijk wordt gemeten en de resultaten van het meetinstrument een goede weergave zijn van het zelfbeeld bij een kind.
Self-Perception Profile for Adolescents
Een bekend meetinstrument om zelfbeeld bij kinderen te meten is de Self-Perception Profile for Children van Harter (1985). De vragenlijst is ontwikkeld op basis van de theorie, dat 'zelfbeeld' iemand zijn zelf-evaluatie is in relatie tot een 'ideale zelf' 4. Als er
overeenstemming is tussen het ideale zelf en de zelf-evaluatie, dan heeft een kind een positief zelfbeeld. Echter als een kind zichzelf verreweg ziet zoals zijn ideale zelf, is er sprake van een laag zelfbeeld. De SPPC heeft 6 subschalen die verschillende soorten competenties
dekken;Schoolvaardigheden, Sociale vaardigheden, Atletische vaardigheden, Fysieke
verschijning, Gedragshouding en (globale) gevoel van eigenwaarde5. Er is in Amerika al veel
onderzoek gedaan naar de SPPC en diens psychometrische eigenschappen. Zo blijkt de SPPCeen voldoende interne consistentie te hebben en een goede test-hertest
betrouwbaarheid 1,6,7. Daarnaast is er ook ondersteuning gevonden voor een goede validiteit1.
Naast het meten van zelfbeeld bij kinderen is de adolescentie ook een belangrijke tijd om zelfbeeld te meten. Volgens Harter zijn theorie, komen nieuwe aspecten van zelfbeeld aan bod tijdens de ontwikkeling naar adolescentie 8. De SPPC is dan niet adequaat meer om zelfbeeld
te meten bij oudere kinderen. Harter ontwikkelde daarom de Self-Perception Profiel for Adolescents. Deze vragenlijst bevat naast de 5 subschalen van de SPPC nog de
subschalen; Werkvaardigheden, Hechte vriendschap en Romantische verschijning. Het sluiten van hechte vriendschappen en het tonen van romantische interesse spelen een belangrijke rol bij oudere kinderen. Daarnaast krijgen de meeste tieners te maken met een bijbaan waar werkvaardigheden voor vereist zijn 5. Het toevoegen van de extra subschalen zou de SPPA zo
een geschiktere zelfbeeldvragenlijst voor oudere kinderen maken.
Onderzoeken en de SPPA
De SPPA is al in veel onderzoeken gebruikt, die betrekking hebben op zelfbeeld bij
jongeren. De SPPA is gebruikt om zelf-perceptie te meten bij onderzoek naar motoriek 9en bij
onderzoek naar een chronische stoornis10. Zelfbeeld speelt ook een belangrijke rol bij mentale
stoornissen 11. De SPPA is zo gebruikt om zelfbeeld te meten in onderzoek naar
depressie 11 en in onderzoek naar sociale angst 12. Onderzoeken naar dieetgedrag bij jongeren
gebruikten de SPPA ook als meetinstrument voor het meten van zelfbeeld 13,14. Daarnaast is
de SPPA als meetinstrument gebruikt in onderzoek naar de invloed van zelfconcept op de relatie tussen jongeren en hun leeftijdgenoten 15 en in onderzoeken naar de relatie tussen
adolescenten en hun ouders met betrekking tot het zelfconcept 16,17. Onderzoek toonde ook
met behulp van de SPPA aan dat een hogere zelfbeeld vaak gepaard gaat met een extroverte en open persoonlijkheid 18.
Uit voorgaande onderzoeken is naar voren gekomen dat bij onderzoek naar zelfbeeld, de SPPA een veelvoorkomend meetinstrument is. Het belang van de SPPA wordt hiermee vastgesteld, echter wordt er bij voorgaande onderzoeken niet dieper ingegaan op de
psychometrische eigenschappen. Deze zijn, zoals eerder genoemd, wel belangrijk om ook de kwaliteit van de SPPA mee vast te stellen.
Bij onderzoek dat dieper inging op psychometrische eigenschappen werd de factorstructuur van de SPPA onderzocht. Hieruit bleek dat alleen 4 van Harter's originele factoren konden worden gerepliceerd (Schoolvaardigheden, Atletische
vaardigheden, Werkvaardigheden en Gedragshouding). Daarnaast suggereerde de data dat de items van de overige factoren onder bredere domeinen; Fysieke verschijning en Sociaal contact zouden vallen. De originele factorstructuur van de SPPA zou hierbij niet uitkomen 19.
Uit een ander onderzoek naar de SPPA kwam naar voren dat alleen maar twee van de
originele factoren van Harter konden worden gerepliceerd (Fysieke verschijning en Atletische competentie), waarbij items van de overige originele factoren met elkaar overlapten. De betrouwbaarheid voor de meeste factoren was voldoende (α= .64 tot .78),echter was er geen
ondersteuning voor een goede validiteit 20. Uit ander onderzoek bleek dat er naar aanleiding
van een factor-analyse twijfels heersten bij het gebruik van de SPPA21. Het concept zelfbeeld
bleek niet zozeer in specifieke domeinen kunnen worden verdeeld zoals werd gesuggereerd door Harter. De factorstructuur van de SPPA leek daarom niet goed te zijn opgedeeld.
Daarnaast hadden sommige jongeren in het betreffende onderzoek, moeite met het begrijpen van de opmaak van de SPPA. Hierdoor heerste er onzekerheid of de vragenlijst wel altijd correct wordt ingevuld. Bij het onderzoek van Wichtstraum (1995) werd de SPPA aangepast en werden de items op een simpelere manier aangeboden, waarbij er per item alleen maar één stelling werd aangegeven. De originele SPPA en de aangepaste SPPA werden met elkaar vergeleken. De originele versie had een lage tot voldoende betrouwbaarheid en een slechte factor-replicatie. De discriminerende validiteit was voor beide versies gelijk. Echter had de aangepaste versie een betere betrouwbaarheid, convergente validiteiten factoriele validiteit dan de originele versie8. Bij de convergente validiteit gaat het erom dat twee
meetinstrumenten die hetzelfde zouden moeten meten dit daadwerkelijk doen. Bij de
discriminerende validiteit gaat het erom dat twee meetinstrumenten die niet hetzelfde meten, niet met elkaar gerelateerd zijn 22. Het onderzoek toonde aan dat aanpassingen in de opmaak
van de SPPA de psychometrische eigenschappen zouden kunnen verbeteren. De
aanpassingen zouden de vragenlijst ook meer begrijpbaar maken voor jongeren. Er is geen vervolgonderzoek gedaan op Wichstraum zijn onderzoek. De resultaten zijn echter opvallend en belangrijk om verder te bestuderen. Dit onderzoek is gebaseerd op het onderzoek van Wichstraum, waarbij dezelfde soort aanpassingen zijn gemaakt bij Nederlandse versie van de SPPA, de Competentie Belevingsschaal voor Adolescenten.
Competentie Belevingsschaal voor Adolescenten
De focus van dit onderzoek ligt op de Competentie Belevingsschaal voor Adolescenten, die gebruikt wordt om competenties te meten en om een beeld te krijgen van het gevoel van eigenwaarde bij jongeren. De vragenlijst bevat in totaal 35 items en dekt hiermee zeven subschalen; Hechte vriendschap, gevoel van eigenwaarde, gedragshouding, fysieke verschijning, sociale acceptatie, sportieve vaardigheden en schoolvaardigheden. Net als de SPPA kan de CBSA gebruikt worden voor verschillende soorten onderzoeken, die te maken hebben met competentiebeleving23,24. Uit onderzoek kwam naar voren dat de CBSA
een voldoende betrouwbaarheid had voor de sociale acceptatie schaal (α=.74) en voor het gevoel van eigenwaarde schaal (α=.76) 23. Voor alle subschalen heeft de CBSA een goede
interne consistentie (α= .80) 25. Er zijn echter weinig onderzoeken die de Nederlandse versie
weinig onderzoek gedaan naar de validiteit van de CBSA26. Daarnaast lijken de
normgegevens (1995,1998 en 1999) verouderd 24.
De CBSA is de Nederlands vertaalde versie van de SPPA. Beide vragenlijsten meten hetzelfde concept en hebben dezelfde opmaak.Aangezien de vragenlijsten alleen met betrekking tot taal van elkaar verschillen, kan informatie uit onderzoeken over
de SPPA herleid worden naar de CBSA. Uit eerder genoemde onderzoek bleek dat de
aangepaste SPPA als een betere vragenlijst zou dienen dan de originele versie. Het is daarom belangrijk om kritischer te kijken naar de CBSA en om aanpassingen te overwegen. Het doel van dit onderzoek is de CBSA aan te passen om deze geschikter te maken voor jongeren en de vragenlijst te verbeteren. Dezelfde aanpassingen in het onderzoek van Wichstraum werden in dit onderzoek toegepast op de CBSA. Bij de oorspronkelijke CBSA worden er per item twee stellingen gepresenteerd waaruit de respondent er een moet kiezen die het meest van
toepassing is. Daarnaast moet diegene aangeven of hij/zij zich een beetje of helemaal tot de gekozen stelling toerekent. De items bestaan allemaal uit dezelfde vorm en maken een
onderscheid tussen twee soorten groep jongeren ('Sommige jongeren gaan graag naar de film' maar 'Andere jongeren gaan niet zo graag naar de film'). Met de intentie de vragenlijst makkelijker te maken werd er in de aangepaste CBSA per item alleen één stelling
gepresenteerd in plaats van twee. Bij de aangepaste versie werd steeds de linker stelling per item gekozen en werd de vorm van sommige-maar-andere veranderd in de ik-vorm ('ik ga graag naar de film').Hierbij zijn de stellingen van de aangepaste versie hetzelfde als de originele CBSA, alleen zijn deze anders gestructureerd. Per ik-vorm stelling kon de
respondent op een vierpunts-Linkert-schaal aangeven in hoeverre de stelling van toepassing is.
De vraagstelling van dit stuk is hierbij ;Wat zijn de constructvaliditeit, betrouwbaarheid en normgegevens van de aangepaste CBSA? Op basis van eerder onderzoek en met name de resultaten uit het onderzoek van Wichtstraum kunnen er hypothesen worden opgesteld. Wichstraum toonde aan dat over het algemeen de psychometrische eigenschappen van
de SPPA goed zijn. Hiermee kan er een associatie worden gemaakt met de eigenschappen van de CBSA. Op basis van eerder onderzoek naar de CBSA en het onderzoek van Wichtstraum wordt er verwacht dat de aangepaste CBSA een goede interne consistentie heeft. Op basis van Harter zijn theorie wordt er verwacht dat er een goede factorstructuur wordt gevonden. Gebaseerd op Wichstraum zijn onderzoek en de daarin gemaakte aanpassingen wordt er verwacht dat ook de aangepaste CBSA een goede (construct) validiteit heeft. Met de (construct) validiteit kan er worden aangegeven of de test daadwerkelijk meet wat het zou moeten meten27. Tot slot is het doel ook om te kijken naar de normgegevens van de
aangepaste CBSA.
Voordat het onderzoek daadwerkelijk werd uitgevoerd met de aangepaste CBSA was er eerst een pilot-onderzoek. In de pilot-onderzoek werd de aangepaste CBSA afgenomen bij vijf
jongeren (drie jongens en twee meisjes). Het doel van de pilot-onderzoek was om de aangepaste vragenlijst te kunnen testen en eventueel verdere aanpassingen te maken. De deelnemers konden aan de hand van een lijst met vragen aangeven of ze elke vraag van de aangepaste CBSA begrepen en of er moeilijke woorden in de deze vragen stonden. Uit de pilot-onderzoek bleek dat de vragen van de aangepaste CBSA over het algemeen goed werden begrepen. Enkele vragen, die moeilijker begrepen werden, werden qua formulering aangepast, De kleine aanpassingen uit de pilot-onderzoek werden toegepast en deze uiteindelijke
aangepaste versie van de CBSA werd in het onderzoek afgenomen.
Methode
Deelnemers
Het onderzoek was een onderdeel van een groot onderzoek naar zelfbeeld bij jongeren. Aan het gehele onderzoek deden 246 deelnemers mee, waarvan 149 van de deelnemers de CBSA hadden ingevuld. De leeftijd van deze 149 deelnemers (47% jongens en 53% meisjes) varieerde van twaalf tot en met achttien jaar oud (M=15.09, SD=1.77). Een leeftijd binnen deze leeftijdsrange was een criterium voor deelname, aangezien de CBSA gericht is op jongeren van deze leeftijden. De deelnemers kwamen van verschillende VMBO, HAVO en VWO middelbare scholen in Nederland. Selectie van de klassen en de jongeren was op basis van beschikbaarheid en overeenstemming met de docenten. Er werd niet specifiek gezocht naar jongeren met een negatief zelfbeeld. Voor deelname stond er geen vergoeding tegenover.
Instrumenten
Voor het gehele onderzoek werden er verschillende meetinstrumenten afgenomen, die betrekking hadden op zelfbeeld, depressie en angst28,29,30,31,32. De Rosenberg’s Self-esteem
Scale (Rosenberg, 1965) werd gebruikt om zelfvertrouwen te meten. De Zelf-Beoordelings-vragenlijst voor Kinderen (Van der Ploeg, Defares & Soielberger, 1980) en de Nederlandse versie van de Screen for Child Anxiety Related Emotional Disorders (Muris, Bodden, Hale, Birmaher & Mayer, 2007) werden gebruikt om angst te meten. De Children's Depression Inventory (Kovacs, 1992) werd gebruikt om depressie symptomen te meten bij de kinderen. Met de Impliciete Associatie Test (Greenwald, McGhee & Scwartz, 1998) werd er op basis van reactietijd gekeken naar hoe de deelnemers associaties maakten tussen negatieve en
positieve woorden en het begrip 'zelf'. De focus van dit onderzoek lag op de aangepaste versie van de CBSA, een zelfrapportage vragenlijst die gebruikt werd om de competenties van kinderen tussen de 12 en 18 jaar te meten. De vragenlijst had 35 items, waarmee er per item op een vierpunts-Linkert-schaal aangegeven (met een score range van 0-3 per item) kon worden in hoeverre de stelling van toepassing was.
Procedure
Het onderzoek vond plaats op verschillende middelbare scholen in Nederland. Het onderzoek was cross-sectioneel, waarbij er op een moment alle data werd verzameld en niet over een verloop van tijd. Alle eerdergenoemde meetinstrumenten werden bij de deelnemers op de computer afgenomen. De afname gebeurde op de scholen zelf. Afhankelijk van de school en het aantal beschikbare computers werd dit in de klas gedaan of in kleine groepjes na elkaar. Binnen een lesuur (rond de 45 minuten) vulden de deelnemers de vragenlijsten in het
programma Qualtrics in en voerden zij de computer taak uit (de IAT). De deelnemers werden gerandomiseerd naar twee versies voor volgorde; Eerste de taak en dan de vragenlijsten of eerst de vragenlijsten en dan de taak. De deelnemer moest ook
sekse, leeftijd, afkomst en schoolniveau aangeven.
Het onderzoek werd goedgekeurd door de Commissie Ethiek Psychologie van de Universiteit van Amsterdam .Voor de start van het onderzoek werden er Informed Consents naar de ouders gestuurd, met daarin alle informatie. Deze moesten ondertekend worden en teruggestuurd, als bewijs van toestemming van de ouders voor deelname van het kind. De Informed
Consents voor de jongeren zelf, werden aan het begin van het onderzoek gegeven en ondertekend.
Resultaten
Uit het onderzoek zijn nieuwe normgegevens verzameld. De scores op de CBSA voor de meisjes en de jongens werden met elkaar vergeleken, waarbij er ook werd gekeken naar de leeftijden. Voor het meten van de interne consistentie van de CBSA werd er een Reliability analysis uitgevoerd. Voor het meten van de validiteit werd er eerst een Principal Component Analysis uitgevoerd om te kijken hoeveel componenten er werden gevonden voor de
vragenlijst. Daarna werd er een Partial Confirmatory Analysis uitgevoerd om te kijken hoe passend het model was op de data.
Outliers
Bij de analyse werd een één outlier gevonden met een totale CBSA score van 28 wat zeer laag uitvalt ten opzichte van de gemiddelde CBSA score (M=71.07). Echter is het mogelijk om op de CBSA een totale score van 28 te behalen (scorerange van 0-3 per item). De data van deze proefpersoon is daarom niet eruit gehaald
Normgegevens
Normgegevens van de aangepaste CBSA werden verzameld. Er kwam naar voren dat de jongens een gemiddeld hogere CBSA score hadden behaald dan de meisjes. Daarnaast werden de gemiddelde CBSA scores voor elke leeftijdscategorie met elkaar vergeleken. Er werd ook gekeken naar het aantal deelnemers per conditie (N=aantal deelnemers).
Tabel 1. Gemiddelde CBSA score voor meisjes en jongens
CBSA score
M SD N
Sekse
Meisjes 69.35 13.75 79 Jongens 73.00 14.52 70 Totaal 71.07 14.19 149
Tabel 2. Gemiddelde CBSA score per leeftijd
Principal Component Analysis
Als eerste werd er een Principal Component Analysis uitgevoerd, om exploratief te analyseren hoe de items met elkaar samenhingen. Voor het uitvoeren van de Principal Component Analysis werd er voldaan aan de assumpties. Uit de correlatie matrix kwam naar voren dat de items met elkaar correleerden, maar dat geen enkele correlatie zodanig hoog was dat de items met elkaar zouden overlappen. Er was geen sprake van multicollineariteit. Vervolgens werd er gebruik gemaakt van de Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacyen deBartlett's Test of Sphericity om te meten of de sample adequaat was om de PCA over uit te voeren. Een waarde van .85 voor de KMO werd gevonden, wat boven de geaccepteerde index van .6 is. Uit de Bartlett's Test of Sphericity kwam een waarde lager dan .05, waarbij .05 de maximumwaarde is waarvoor een verdere factor analyse kan worden uitgevoerd33.
Bij het uitvoeren van de PCA werden er 8 componenten gevonden, die een eigenvalue van boven de 1 hadden (Figuur 1). Een eigenvalue boven de 1 is een indicatie om te bepalen hoeveel componenten er zijn gevormd 34.
M SD N Leeftijd 12 73.12 13.29 25 13 72.38 21.59 8 14 70.57 13.33 8 15 70.66 12.46 32 16 71.63 13.12 42 17 69.10 16.45 30 18 76.25 11.79 4
Figuur 1 Scree plot gevonden componenten
Echter is uit tabel 3 af te lezen dat de achtste component een eigenvalue van net boven de 1 heeft en een klein percentage verklaarde variantie bedraagt. Hieruit blijkt dat de achtste component minder sterk is als component ten opzichte van de andere componenten. De achtste component ligt op de grens om een apart component te vormen. Door het gebrek aan toegevoegde waarde van het achtste component is besloten deze weg te laten en een model te vormen met zeven componenten. Dit sluit ook aan bij de zeven subschalen van de originele CBSA en de zeven factoren die gevonden waren bij de aangepaste versie van de SPPA in Wichstraum zijn onderzoek 8.
Tabel 3 Eigenvalues en totaal verklaarde variantie voor de componenten
Eigenvalues Totaal Component % Verklaarde variantie % Cumulatieve verklaarde variantie 1 9.38 26.81 26.81 2 3.45 9.85 36.66 3 2.27 7.50 44.16 4 2.39 6.84 51.00 5 1.93 5.52 56.52 6 1.43 4.08 60.60 7 1.23 3.52 64.12 8 1.00 2.86 66.98 Factorladingen
Tabel 4 toont aan welke items hoog scoren op welk factor, als er uitgegaan wordt van zeven factoren. Aan de hand van de item verdeling kan er een onderscheid worden gemaakt tussen de factoren en worden gekeken of de factoren aansluiten bij de subschalen van de
CBSA. Hierbij is er een grenswaarde van .3 voor elke item per domein 34.Uit de tabel is te
zien dat factor 1 aansluit bij de subschaal ‘ Hechte Vriendschap’. Factor 2 dekt zowel ‘Gevoel van eigenwaarde’ als ‘ Fysieke verschijning’. Factor 3 sluit aan bij ‘ Sportieve vaardigheden’. Factor 4 sluit aan bij ‘ Gedragshouding’. Factor 5 dekt de subschaal ‘ Schoolvaardigheden’. Factor 6 gaat over‘ Sociale acceptatie’. Tot slot laadt item 6 hoog op factor 7. Dit item heeft te maken met ‘ Vriendschap’ (voor over een langere periode).
Tabel 4 Factorstructuur van de aangepaste CBSA
Factoren
Items
1 2 3 4 5 6 7
13. Ik heb een goede vriend of vriendin met wie ik een geheim kan delen.
1.03
34. Ik heb geen vriend of vriendin met wie ik heel persoonlijke gedachten kan delen.
.46
20. Ik heb geen echt goede vriend of vriendin om samen dingen mee te doen.
.31
21. Ik ben best
tevreden met mezelf. .79
35. Ik ben best tevreden
met hoe ik ben. .78
18. Ik ben tevreden over
mijn figuur. .73
32. Ik ben tevreden met
mijn uiterlijk. .72
11. Ik zou willen dat mijn
lichaam anders was. .71
28. Ik zou vaak liever
iemand anders willen zijn. .65
25. Ik vind mijzelf best
aantrekkelijk. .52
7. Ik ben vaak teleurgesteld
in mezelf. .51
4. Ik ben niet tevreden over
hoe ik eruitzie. .42
14. Ik ben niet tevreden over de manier waarop ik leef.
.39
31. Ik vind mezelf niet
sportief. -.87
3. Ik ben erg goed in
verschillende sporten. -.83
24. Ik ben meteen goed in elke buitensport waar ik aan begin.
-.82
10. Ik denk dat ik elke nieuwe sport gemakkelijk kan.
-.80
17. Ik vind dat ik niet zo goed kan sporten als mijn leeftijdgenoten.
-.72
5. Ik houd mij meestal aan de
regels. .82
19. Ik vind dat ik mij meestal
goed gedraag. .80
26. Ik doe dingen waarvan ik weet dat ik die niet zou moeten doen.
.67
33. Ik gedraag me meestal
zoals van mij verwacht wordt. .66
12. Ik doe vaak dingen die mij
in de problemen brengen. .65
29. Ik vind dat ik best
intelligent ben. .70
slim als mijn leeftijdgenoten.
15. Ik ben erg goed op school. .61
22. Ik vind het moeilijk om het goede antwoord te bedenken als de leraar iets vraagt.
.55
8. Ik doe er lang over om mijn
huiswerk af te maken. .47
9. Ik heb veel vrienden. .68
23. Ik ben populair bij mijn
leeftijdgenoten. .63
16. Ik word door weinig
mensen aardig gevonden. .62
2. Ik word niet gauw aardig
gevonden. .60
30. Ik heb het gevoel dat ik door veel leeftijdgenoten geaccepteerd word.
.50
27. Ik vind het moeilijk om vrienden te maken, op wie ik echt kan rekenen.
.45
6. Ik kan voor lange tijd een
goede vriendschap behouden.
.47
Partial Confirmatory Analysis
Na het vaststellen van het model met 7 factoren is er een Partial Confirmatory
Analysis35 met behulp van IBM SPSS Statistics 23.0 uitgevoerd om te kijken hoe passend het
model is. Dit werd gedaan aan de hand van de Chi-Square waarde bij de Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy en aan de hand van de
Chi-Square waarde van de Goodness of Fit Model. Hierbij werd er ook gekeken naar de vrijheidsgraden van de modellen. Om vast te stellen hoe goed het model is werd er gebruik gemaakt van verschillende maatstaven. Bij de Normed Fit index wordt de Chi-Squarewaarde van de hypothese model afgewogen tegen de Chi-Square waarde van de nulmodel. Hieruit moet een waarde van boven de .95 uitkomen om te spreken van een goed passend model. Uit de analyse is een NFI waarde van .84 gekomen. Deze waarde biedt geen ondersteuning voor het model. Een andere maatstaaf is de Comparitve Fit Index. Deze index analyseert
afwijkingen tussen de hypothese model en de data, terwijl er gecontrolleerd wordt voor de sample size. De CFI moet een waarde van .90 of hoger hebben voor acceptatie van het model. Uit de analyse kwam een CFI waarde van .96, wat een indicatie geeft voor een goed passend model. De Tucker Lewis Index houdt in, in hoeverre een model beter op de data past in vergelijking met een nulmodel, waarbij er geen sprake is van onderlinge correlaties. De TLI moet een waarde hebben van boven de .90 om te kunnen spreken van een redelijk passend model. Uit de analyse kwam een TLI waarde van.94, wat het model zeer acceptabel maakt. Tot slot wordt er gekeken naar de Root Mean Square Residual. Hiervoor moet er een waarde uitkomen van onder de.08 en voor een ideale toestand een waarde onder de .05 36 .Uit
de analyse kwam een RMSEA waarde van 0.04, waarbij een ideale waarde is behaald en er extra ondersteuning is gevonden voor het model.
Reliability analysis
Voor het meten van de betrouwbaarheid van de CBSA is er gebruik gemaakt van
een Reliability analysis. Een Cronbach's Alpha waarde van hoger dan .70 wordt als standaardnorm gehandhaafd om te kunnen spreken van een acceptabele interne consistentie
37 .Uit de analyse kwam een Cronbach's Alpha van .91 voor de 35 items van de CBSA. Voor
elke factor werd er ook een Cronbach’s Alpha berekend. Factor 1 had een matige waarde (α= .62), factor 5 een acceptabele waarde (α=.72) en factor 2 (α=.90), factor 3 (α=.91) , factor 4 (α=.84) en factor 6 (α=.84) een goede waarde. Omdat factor 7 maar een hoge lading item had, kon hier geen Alpha waarde voor worden berekend.
Discussie
De Competentie Belevingsschaal voor Adolescenten werd aangepast op basis de theorie van Wichstraum. De formulering van de items werd veranderd evenals de
woordkeuzes in de stellingen. Dit met als doel om de vragenlijst te verbeteren en afname bij jongeren effectiever te doen verlopen.
Bij de factor analyse kon er worden overwogen hoeveel factoren het model zou bevatten. Er werd gekozen voor een zeven factor model, op basis van de lage eigenvalue en lage
percentage verklaarde variantie bij de achtste factor. Het model van 7 factoren sloot aan op de 7 gevonden factoren in het onderzoek van Wichstraum. Echter waren de gevonden factoren in zijn onderzoek gebaseerd op het hebben van een eigenvalue boven de een, waarbij de zevende factor niet makkelijk te interpreteren was. De factorstructuur van de aangepaste SPPA bevatte uiteindelijk 6 factoren. Een overeenkomst met het onderzoek van Wichstraum is dat ook bij zijn factorstructuur, de items van de domeinen Fysieke verschijning en Gevoel van
eigenwaarde hoog laden op een factor. In eerder onderzoek werd alleen Fysieke verschijning van deze twee domeinen teruggevonden19 . Daarnaast suggereerde ander
onderzoek, dat het domein Fysieke verschijning te breed is als begrip, waardoor items van andere factoren onder dit domein kunnen vallen 20. Hiermee wordt de toegevoegde waarde
van het domein Gevoel van eigenwaarde in twijfel getrokken. De items van dit domein zouden hierbij te veel geassocieerd worden met fysieke kenmerken. Hierdoor zullen de items van Gevoel van eigenwaarde altijd hoog laden op een factor waar Fysieke verschijning items hoog op laden. Zo zou Gevoel van eigenwaarde niet zozeer als aparte subschaal te hoeven worden gehanteerd.
Ondanks de aansluiting met de subschalen van de CBSA keuze lijkt de keuze voor een zeven factor model invloed te hebben gehad over de ongelijke verdeling van de items over de
factoren. Er was maar een dat hoog laadde op Factor 7 laadt. Dit item heeft te maken met de schaalHechte Vriendschap en had hoog moeten laden op Factor 1. Dit kan de vraag doen oproepen of Factor 7 wel zo sterk is als aparte factor. Dat de items niet goed aansluiten op de
factoren kan de bestaande subschalen van de CBSA in twijfel trekken. Zo zou zelfbeeld bij jongeren niet uit zoveel aspecten hoeven te bestaan, zoals door Harter werd gesuggereerd8.
Zo zouden enkele ruime domeinen, zoals Fysieke verschijning, voldoende zijn om zelfbeeld als geheel te dekken.
Een betrouwbaarheid-analyse werd uitgevoerd over de data, waar uit een zeer
hoge Cronbach’s Alpha waarde uitkwam en er kan worden gesproken van een goede interne consistentie (α=.91). De originele CBSA heeft over het algemeen een goede interne
consistentie(α=.80) waarbij de subschaal 'Schoolvaardigheden als uitzondering laag uitvalt (α<0.70) 25 . Bij de aangepaste CBSA had de factor dat schoolvaardigheden dekt een redelijke
Cronbach’s Alpha waarde (α=.72) en was het Factor 1 (Hechte Vriendschap) die een matige waarde als uitkomst had (α= .62). Op deze factor hadden echter maar drie items een hoge lading, wat de lage betrouwbaarheid zou kunnen verklaren. Een betere verdeling van de items over de factoren had de betrouwbaarheid per factor constanter kunnen maken zonder te veel verschil in de betrouwbaarheid waardes.
Een sterk onderdeel van het onderzoek van Wichstraum, wat in dit onderzoek ontbreekt is het vergelijken van de aangepaste vragenlijst met het origineel. Bij het onderzoek van
Wichstraum werden de analyses voor beide vragenlijsten uitgevoerd en konden de
uitkomsten naast elkaar worden gelegd. Een groot voordeel hiervan is dat er meteen gezien kan worden of de vragenlijst na de aanpassingen daadwerkelijk is verbeterd. Zo kunnen uitkomsten van deze studie, door gebrek aan onderzoek naar de CBSA, minder goed worden vergeleken met eerdere psychometrische bevindingen van de CBSA. Er is
vergelijkingsmateriaal van de originele vragenlijst nodig om te kunnen spreken van verbetering van de vragenlijst. Bij het afnemen van zowel het origineel als de aangepaste versie zou er meer ondersteuning zijn voor de positieve bevindingen.
In dit onderzoek hadden 149 jongeren de CBSA ingevuld. Deze sample is zeer klein vergeleken met de 11.315 deelnemers in het onderzoek van Wichstraum8 . Een
kleine sample zou minder representatief kunnen zijn en zou vertekening kunnen zorgen in data analyses. Echter is het wel noemenswaardig dat met deze kleine sample al
zulke resultaten zijn gevonden. Dit zou kunnen betekenen dat een grotere sample nog meer resultaten kan opleveren en het gevonden model in dit onderzoek extra kan ondersteunen. Zo viel alleen NFI waarde onder het criterium om te kunnen spreken van een goed model. Echter blijkt uit literatuur (Ullman, 2001) dat bij een kleine sample het model vaak wordt
onderschat. Als de sample groter was geweest, was de NFI waarde misschien hoger uitgevallen.
In het vervolg zou er nog onderzoek moeten worden gedaan naar de CBSA met een grotere sample. Het gevonden model uit deze studie zou dan gerepliceerd kunnen worden en dezelfde analyses zouden kunnen worden toegepast. Er kan dan worden gekeken of het gevonden model dezelfde waardes bij de PCFA heeft met meer deelnemers.
Daarnaast zou er nog een Confirmatieve Factor Analyse moeten worden toegepast op de gevonden resultaten van dit onderzoek. Een PCFA geeft een goede indicatie of het model goed op de data past en het kan aangeven als een model niet goed is. Echter als er positieve waardes uit de PCFA komen zou dit geen garantie zijn dat het model goed is. Een CFA is een gedetailleerdere factoranalyse en zou een volledigere beeld geven over de validiteit van een vragenlijst dan de PCFA.
Uit dit onderzoek is gebleken dat de aangepaste CBSA een goede betrouwbaarheid heeft over de items. Dit komt overeen met wat er werd verwacht. Daarnaast bleek ook dat het gevonden model in het onderzoek goed op de geworven data paste en dat het model meet wat het hoort te meten. Naar verwachting is er sprake van een goede (construct) validiteit voor de aangepaste CBSA. Dit onderzoek toont aan dat het goed is om een kritische blik te werpen op bestaande vragenlijsten en dat het maken van aanpassingen juist een vragenlijst kan
verbeteren. Vooral meetinstrumenten voor kinderen en jongeren moeten daadwerkelijk geschikt zijn voor deze doelgroep. Het zou zonde zijn als een belangrijk concept zoals ‘zelfbeeld’ niet goed zou kunnen worden gemeten door tekortkomingen in bestaande meetinstrumenten. Vooral bij jongeren is het belangrijk dat ontwikkelingsaspecten zoals ‘zelfbeeld’ goed worden gemeten. Als een aanpassing in het meetinstrument zorgt voor een betere meting, dan zou elke aanpassing overwogen moeten worden.
Referenties
1 Muris, P., Meesters, C., & Fijen, P. (2003). The self-perception profile for children: Further
evidence for its factor structure, reliability, and validity. Personality and Individual Differences, 35, 1791–1802.
2 Ruble, D., Boggiano, A., Feldman, N., & Loebl, J. (1980). Developmental analysis of the
role of social comparison in self-evaluation.Developmental Psychology, 16, 105–115.
3 Harter, S. (1993). Causes and consequences of low self-esteem in children and adolescents.
In R. Baumeister (Ed.), Selfesteem: the puzzle of low self-regard. New York: Plenum
4 Harter, S. (1999). The construction of the self: a developmental perspective. New York:
Guilford
5 Harter, S. (2012). Self-Perception Profile for Adolescents: Manual and
Questionnaires. Department of Psychology. Denver.
6 Granleese, J., & Joseph, S. (1993). Factor analysis of the Self-Perception Profile for
Children. Personality and Individual Differences, 15, 343–345.
7 Van Dongen-Melman, J., Koot, H., & Verhulst, F. (1993). Cross-cultural validation of
Harter’s Self-Perception Profile for Children in a Dutch sample. Educational and Psychological Measurement, 53, 739–753.
and evaluation of the question format. Journal of personality assessment, 65, 100–116.
9 Piek, J.P., Baynam, G.B., & Barret N.C. (2006). The relationship between fine and gross
motor ability, self-perceptions and self-worth in children and adolescents. Human movement science, 25, 65–75
10 Aasland, A., & Disth, T. (1999) Can the Harter Self-Perception Profile for Adolescents
(SPPA) be used as an indicator of psychosocial outcome in adolescents with chronic physical disorders? European child and adolescent Psychiatry ,8, 78–85.
11 King, C.A., Hill, E.M., Naylor, M., Evans, T., Shain, B. (1993). Alcohol consumption in
relation to other predictors of suicidality among adolescent inpatient girls. Journal of the American Academy of Child & Adolescetn Psychiatry. 32, 82–88.
12Lagreca, A.M., Dandes, S.K., Wick, P., Shaw, K., Stone, W.L. (1988). The development of
the Social Anxiety Scale for Children (SASC): Reliability and concurrent validity. Journal of Clinical Child Psychology,17,84–91.
13 Fox, K., Page, A., Armstrong, N., & Kirby, B. (1994). Dietary restraint and self-perceptions
in early adolescence. Personality and Individual Differences, 17, 87–96.
14 Canpolat, B.I., Orsel, S., Akdemir, A., Ozbay., M.H.(2005) The relationship between
dieting and body image, body ideal, self-perception, and body mass index in Turkish adolescents. International Journal of eating disorders ,37,150–155.
15 Dekovic, M., & Meeus, W. (1997). Peer relations in adolescence: Effects of parenting and
adolescents' self-concept. Journal ofAdolescence, 20, 163–176.
16 McClun, L. A., & Merrell, K. W. (1998). Relationship of perceived parenting styles, locus
Schools, 35, 381–90.
17 Harrison K. (1997) Parental training for incarcerated fathers: Effects on attitudes, self-
esteem, and children’s perception. The Journal of Social Psychology , 5, 588–593.
18 Davey, M., Eaker, D. G., & Walters, L. H. (2003). Resilience processes in adolescents:
Personality profiles, self-worth, and coping.Journal of Adolescent Research, 18, 347–362
19 Worrell, F. C. (1997). An exploratory factor analysis of Harter's Self-Perception Profile for
Adolescents with academically talented students. Educational & Psychological Measurement, 57, 1016-1024
20 Thomson, N.R., Zand, D.H. (2002). The Harter self-perception profile for adolescents:
Psychometrics for an early adolescent, African-American sample. International Journal of Testing ,2, 297–310.
21 Eiser, C., Eiser, J. R., & Havermans, T. (1995).The measurement of self-esteem—Practical
and theoretical considerations. Personality and Individual Differences, 18, 429-432
22 Campell, D. T., & Fiske, D. W. (1959). Convergent and discriminant validation by the
multitrait-multimethod matrix. Psychological Bulletin, 56, 81-105
23 Bakker, E.H. (2011) Het verband tussen persoonlijkheid, cognitieve emotieregulatie,
.
competentiebeleving en de mate van sociale angst bij kinderen. Faculty of Social and Behavioural Sciences Theses (Master thesis).
24 Kocks, M. (2011). Met plezier naar de brugklas. Een onderzoek naar het effect van de
zomercursus ‘Plezier op school’ op de sociometrische status, zelfwaardering en
middelbare school. Faculty of Social and Behavioural Sciences Theses (Master thesis).
25 Treffers, Ph.,D.,A., Goedhardt, A.W., Veerman, J.W., Van den bergh, B.R.H., Ackaert, L.
& de Rycke, L. (2002). Handleiding Competentie Belevingsschaal voor Adolescenten. Lisse: Swets Test Publishers.
26 Evers, A., Vliet-Mulder,J.C. van, & Groot, C.J. (2007) Documentatie van tests en
testresearch in Nederland, aanvulling 2007/01 (COTAN). Amsterdam: Boom test uitgevers.
27 Cronbach, L. J., & Meehl, P.E. (1955). "Construct Validity in Psychological
Tests". Psychological Bulletin, 52, (4), 281–302.
28 Rosenberg, M. (1965). Society and the adolescent self-image. Princeton, NJ: Princeton
University Press.
29 Ploeg, H.M., van der, Defares, P.B., & Soielberger, C.D. (1980). Handleiding bij de Zelf
Beoordelings Vragenlijst, ZBV: Een Nederlandse bewerking van de Spielberger State-Trait Anxiety Inventrory, STAI-DY. Lisse: Swets en Zeitlinger.
30 Muris, P., Bodden, D., Hale, W., Birmaher, B., & Mayer, B. (2007). SCARED-NL.
Vragenlijst over angst en bang-zijn bij kinderen en adolescenten. Handleiding bij de gereviseerde Nederlandse versie van de Screen for Child Anxiety Related Emotional Disorders. Amsterdam: Boom test uitgevers
31 Kovacs, M. (1992). Children’s Depression Inventory. North Tonawanda, NY: Multi-Health
Systems, Inc.
32 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, 1464–1480.
33 Field, A. (2013). Discovering Statistics Using IBM SPSS Statistics.Uitgever:
Sage Publications Ltd
34 Girden, E. R. (2001). Evaluating research articles from start to finish. Thousand Oaks,
Calif., Sage Publications
35 Gignac, E.G. (2009). Partial Confirmatory Factor Analysis: Described and Illustrated on
the NEO-PI-R. Journal of Personality Asessment, 91, 40-47
36 Browne, M.W., Cudeck, R., & Bollen, K.A. (1993). Alternative ways of assessing model
fit. Sage focus editions.
37 Cronbach LJ (1951). "Coefficient alpha and the internal structure of
tests". Psychometrika ,16, (3), 297–334.
38 George, D., & Mallery, P. (2003). SPSS for Windows step by step: A simple guide and
reference. 11.0 update (4th ed.). Boston: Allyn & Bacon.
