Masterthese:
Persoonlijkheid en Perfectionistisch Gedrag
Michelle TobyUniversiteit van Amsterdam Begeleider: Annemarie Eigenhuis Programmagroep: Klinische Psychologie Datum: 11-08-2014
Inhoudsopgave
Abstract p.2
Persoonlijkheid en Perfectionistisch Gedrag p.3
Methode p.5
Resultaten p.7
Discussie p.15
Literatuurlijst p.17
Abstract
In het huidige onderzoek werd onderzocht in hoeverre het persoonlijkheidsprofiel
perfectionistisch gedrag kon voorspellen. Aan het onderzoek participeerden 57 eerstejaars psychologiestudenten met een gemiddelde leeftijd van 20.93 jaar. De onafhankelijke variabele, persoonlijkheid, werd gemeten middels de Nederlandse korte versie van de Multidimensional Personality Questionnaire (MPQ-BF-NL). De afhankelijke variabele, perfectionisme werd gemeten middels de Multidimensional Perfectionism Scale (MPS) en twee gedragsmaten. De eerste gedragsmaat was de cancellation taak en de tweede
gedragsmaat was mate van earliness. Uit de resultaten bleek dat persoonlijkheid inderdaad een voorspellende waarde heeft voor perfectionisme. Een hogere mate van Achievement,
Control en Stress Reaction (neuroticisme en conscientieusheid) bleek een hogere mate van
perfectionisme te kunnen voorspellen. Echter was dit alleen van toepassing wanneer perfectionisme werd gemeten middels zelf-rapportage (MPS).
Persoonlijkheid en Perfectionistisch Gedrag
“Both beauty and value come from our imperfections” – Asher Pacht (1984).
Al sinds langere tijd wordt getracht de betekenis van het construct perfectionisme helder te krijgen. De literatuur, toegewijd aan dit construct, biedt verscheidene definities. Alle definities stellen dat het hebben van uiterst hoge standaarden een centrale notie is (Burns, 1980; Frost, Marten, Larhart & Rosenblate, 1990; Hamachek, 1978; Pacht, 1984).
Het model van Hewitt en Flett (1991) veronderstelt dat perfectionisme een
multidimensioneel construct is dat bestaat uit de componenten: self-oriented perfectionism,
other-oriented perfectionism en socially prescribed perfectionism. Self-oriented perfectionism
heeft betrekking op het stellen van onrealistisch hoge standaarden voor jezelf, waar
onmogelijk aan kan worden voldaan. Deze standaarden zijn geassocieerd met een kritische houding tegenover jezelf en een onvermogen om eigen fouten te accepteren. Other-oriented
perfectionism heeft betrekking op het hebben van onrealistisch hoge standaarden voor
anderen. Het belangrijk vinden dat anderen perfect zijn en het gedrag van anderen streng beoordelen/strikt evalueren staat hierbij centraal. Socially prescribed perfectionism heeft betrekking op de wil om te voldoen aan standaarden en verwachtingen van anderen. De perceptie dat dierbaren onrealistische standaarden voor je zullen hebben, je streng zullen beoordelen en druk op je uit zullen oefenen om perfect te zijn, staat hierbij centraal (Hewitt & Flett, 1991).
Er kan onderscheid gemaakt worden tussen ‘normale’ of ‘functionele’ en ‘neurotische’ of ‘disfunctionele’ perfectionisten (Hamachek, 1978). ‘Functionele’ perfectionisten zijn mensen die hoge standaarden voor zichzelf hebben maar in staat zijn deze enigszins los te laten als de situatie dat vraagt. ‘Disfunctionele’ perfectionisten daarentegen hebben hoge standaarden en geven zichzelf weinig ruimte om fouten te maken. In hun ogen zijn hun inspanningen nooit goed genoeg, waardoor ze niet snel tevreden zijn met hun prestatie. Ook vragen ze meer van zichzelf dan ze in werkelijkheid kunnen. Ze zijn niet gemotiveerd door de wil om verbetering, maar eerder door de angst om te falen.
Het onderscheid tussen een ‘functionele’ en ‘disfunctionele’ vorm van perfectionisme wordt ondersteund door meerdere studies. (Bieling, Israeli & Anthony, 2004; Burns, 1980; Frost et al., 1990; Slade & Owens, 1998). De disfunctionele vorm van perfectionisme zou in tegenstelling tot de functionele vorm negatieve consequenties voor het individu kunnen hebben. Zo kan het gevoelens van schuld, mislukking, besluiteloosheid, schaamte en uitstel gedrag tot gevolg hebben (Burns, 1980; Hamachek, 1978; Pacht, 1984). Het blijkt echter ook gerelateerd te zijn aan ernstigere vormen van psychopathologie zoals depressies,
eetstoornissen, angststoornissen en persoonlijkheidsstoornissen (Hewitt & Flett, 1991; Shafran & Mansell, 2001).
Aangezien perfectionisme gerelateerd is aan psychopathologie, zou meer inzicht in perfectionistisch gedrag, met name voor de psychologische diagnostiek, van belang kunnen zijn. Een mogelijke manier om perfectionisme beter te gaan begrijpen is vanuit
persoonlijkheid. Uit eerder onderzoek is gebleken dat er een relatie is tussen persoonlijkheid en perfectionisme. Met name de persoonlijkheidsdimensies neuroticisme en consciëntieusheid lijken een verband te hebben met het construct (Stoeber, Otto, Dalbert, 2009; Stumpf & Parker, 2007).
Persoonlijkheid wordt meestal gemeten middels vragenlijsten. De Multidimensional Personality Questionnaire (MPQ) (Tellegen & Waller, 2008) is daar één van en kan worden gebruikt om normale persoonlijkheidsvariaties te meten. Daarnaast onderscheidt het zich van andere persoonlijkheidsvragenlijsten doordat het goed verschillen aan het licht kan brengen wanneer er sprake is van pathologie (Tellegen & Waller, 2008). De schalen Achievement (AC) en Control (CO) kunnen worden gebruikt om de persoonlijkheidsdimensie
consciëntieusheid te meten en de schaal Stress Reaction (SR) kan worden gebruikt om de persoonlijkheidsdimensie neuroticisme te meten (Tellegen & Waller, 2008). Een veel
gebruikte maat voor perfectionisme is de Multidimensional Perfectionism Scale (MPS), die de drie hierboven beschreven dimensies van perfectionisme meet (Hewitt, Flett,
Turnbull-Donovan & Mikail, 1991).
Er zijn tot nu toe maar enkele studies die een ‘echte’ gedragsmaat hebben gebruikt om perfectionisme in kaart te brengen. Mogelijke oorzaak hiervan kan zijn dat in de laatste eeuw psychologisch onderzoek zich meer is gaan richten op innerlijke processen. Het uitsluitend bestuderen van innerlijke processen kan echter ten koste gaan van informatie die het
bestuderen van ‘echt’ gedrag kan opleveren. Zo is gebleken dat informatie verkregen vanuit zelfrapportage niet altijd overeenstemt met daadwerkelijk vertoond gedrag (Baumeister, Vohs & Funder, 2007). Het is dus belangrijk dat het gedragscomponent niet wordt verwaarloosd.
Naar aanleiding van de hierboven beschreven theorieën en eerder onderzoek blijkt dat het belangrijk is om meer inzicht te krijgen in perfectionistisch gedrag. Dit omdat het
implicaties zou kunnen hebben voor de psychologische diagnostiek. Een mogelijke manier om meer inzicht te krijgen in perfectionistisch gedrag is vanuit de persoonlijkheid. Vandaar dat in dit onderzoek is onderzocht in hoeverre het persoonlijkheidsprofiel perfectionistisch gedrag kon voorspellen. Omdat zowel zelf-rapportage als gedragsmaten belangrijke informatie kunnen verschaffen, is in dit onderzoek van beide maten gebruik gemaakt.
De onafhankelijke variabele, persoonlijkheid, werd gemeten middels de Nederlandse korte versie van de MPQ (Multidimensional Personality Questionnaire, MPQ-BF-NL) (Tellegen & Waller, 2008; Eigenhuis, Kamphuis & Noordhof, 2013). De afhankelijke variabele, perfectionisme, werd gemeten middels de MPS (Hewitt, Flett, Turnbull-Donovan & Mikail, 1991) en twee gedragsmaten. De eerste gedragsmaat die werd gebruikt was de cancellation taak (Rhéaume, Freeston, Ladouceur, Bouchard, Gallant, Talbot & Vallières, 2000). Deze taak beoogt gedrag gericht op precisie, wat als indicator dient voor
perfectionisme (Bieling, Israeli, Smith en Anthony, 2003; Rhéaume, Freeston, Ladouceur, Bouchard, Gallant, Talbot & Vallières, 2000), te meten. Omdat ook punctualiteit kan worden gezien als een gedragsindicator van perfectionisme (Spiegelhalder, Rege, Kyle, Endres, Nissen, Feige, & Riemann, 2012) werd mate van earliness (het aantal minuten dat iemand eerder arriveert dan het afgesproken tijdstip) als tweede gedragsmaat gebruikt (Back, Schmukle & Egloff, 2006).
Verwacht werd dat hogere scores op AC, CO en SR schalen van de MPQ-BF-NL gerelateerd waren aan een hogere score op de MPS, hogere score op de cancellation taak en een hogere mate van earliness. Ook werd verwacht dat een hogere score op de MPS
gerelateerd was aan een hogere score op de cancellation taak en een hogere mate van
earliness.
Methode Deelnemers
Zevenenvijftig deelnemers participeerden aan het onderzoek. Deelnemers konden zich online aanmelden en participeren gebeurde geheel op vrijwillige basis. De beloning die deelnemers ontvingen was in de vorm van participatiepunten (oftewel uren besteed aan de studie).
Materialen
Persoonlijkheid werd gemeten middels de Nederlandse korte versie van de Multidimensional Personality Questionnaire (MPQ-BF-NL) (Tellegen & Waller, 2008; Eigenhuis, Kamphuis & Noordhof, 2013). De vragenlijst is bedoeld om normale
persoonlijkheidsvariatie te meten. De vragenlijst bevat 135 dichotome items, verdeeld over 11 schalen: Wellbeing (WB), Social Potency (SP), Achievement (AC), Social Closeness (SC),
Stress Reaction (SR), Aggression (AG), Alienation (AL), Control (CO), Harmavoidance
(HA), Traditionalism (TR) en Absorption (AB). De schalen gaan op in drie hogere orde 5
constructen: Positive Emotionality (PEM), Negative Emotionality (NEM) en Constraint (CON). Iedere item bestaat uit een stelling (bijvoorbeeld “voor mij is het leven een groot
avontuur”). Het scorebereik van elke schaal is 0-12. De drie extra items zijn onderdeel van
twee validiteitschalen (VRIN en TRIN), waarmee kan worden nagegaan in hoeverre er sprake is van een valide profiel. De MPQ-BF-NL bevat over het algemeen goede psychometrische kwaliteiten. Interne consistenties van de schalen (Cronbach’s alpha) variëren tussen de .70 en .87. Ook wijzen hoge correlaties (.94 tot .96), tussen de schalen van de MPQ-BF-NL en de originele MPQ, op een goede validiteit (Eigenhuis, Kamphuis & Noordhof, 2013).
Perfectionisme werd gemeten middels de Multidimensional Perfectionism Scale (MPS) (Hewitt & Flett, 1991). De MPS is een vragenlijst bedoeld om de drie dimensies van perfectionisme, volgens het model van Hewitt en Flett (1991), te meten. De vragenlijst bevat 45 items verdeeld over drie schalen: Self-Oriented Perfectionism (SO), Other-Oriented
Perfectionism (OO) en Socially Prescribed Perfectionism (SP). Iedere item bestaat uit een
stelling (bijvoorbeeld “I set very high standards for myself”). Elke stelling heeft zeven geordende antwoordmogelijkheden waarmee de deelnemer kan aangeven in hoeverre de stelling op hem/haar van toepassing is, variërend van 1 tot 7 (helemaal mee eens tot helemaal mee oneens). Het scorebereik van elke schaal is 7-105. De vragenlijst bevat over het
algemeen goede psychometrische kwaliteiten. Interne consistenties van de schalen
(Cronbach’s alpha) variëren tussen de .74 en .88. (Hewitt, Flett, Turnbull-Donovan, & Mikail, 1991). Ten behoeve van dit onderzoek werd deze vragenlijst, alvorens afname, vertaald naar het Nederland. De vertaalde versie is terugvertaald naar het Engels om eventuele problemen op te sporen en te kunnen verhelpen.
Als gedragsmaat voor perfectionisme werd de cancellation taak gebruikt (Rhéaume, Freeston, Ladouceur, Bouchard, Gallant, Talbot & Vallières, 2000). Deze taak beoogt te meten in hoeverre men met precisie te werk gaat. De taak bestaat uit 8 trials. Bij iedere trial worden er 200 letters op een blad gepresenteerd en wordt er een specifieke letter als target toegewezen. Iedere trial wordt op een nieuwe pagina weergegeven. De deelnemers kregen de instructie elke regel van links naar rechts te lezen en elke keer als ze de target letter
tegenkwamen deze af te strepen. De tijd die men nodig heeft om de taak te volbrengen en het aantal fout dat tijdens de taak wordt gemaakt dienen als indicatie voor perfectionistisch gedrag. Een langere tijd besteed aan de taak en een minimum aan fouten duidt op een hogere mate van perfectionistisch gedrag.
Een andere gedragsmaat die gebruikt werd om perfectionisme in kaart te brengen was
earliness, oftewel het aantal minuten dat iemand eerder arriveert dan het afgesproken tijdstip
(Back, Schmukle & Egloff, 2006). Earliness beoogt punctualiteit te meten, wat als belangrijke gedragsindicator van perfectionisme kan worden gezien (Bieling, Israeli, Smith en Anthony, 2003). Een grotere mate van earliness duidt op een hogere mate van perfectionistisch gedrag.
In het exitinterview werd gevraagd of de deelnemers het doel van het onderzoek
doorhadden en in hoeverre ze serieus hadden deelgenomen aan het onderzoek. Ook werden er nog enkele vragen, betreffende demografische gegevens, gesteld.
Procedure
Bij aankomst op de locatie van het onderzoek werden deelnemers door één van de proefleiders verwelkomd. De proefleider registreerde, buiten het zicht van de deelnemer, het tijdstip van binnenkomst. Vervolgens werd de deelnemer begeleid naar de plek waar het onderzoek werd afgenomen. Daar kreeg hij/zij een informed consent en informatie brochure aangeboden. Na akkoord van de deelnemer (ondertekening van informed consent) werd de eerste taak (cancellation taak) aangeboden. Aan de deelnemer werd gevraagd om de
instructies door te lezen en de taak uit te voeren. Vervolgens werd aan de deelnemer gevraagd enkele vragenlijsten op de computer in te vullen (MPQ-BF-NL, MPS en exit-interview). Er werd aan de deelnemer gevraagd een sein te geven zodra hij/zij klaar was met het invullen van de vragenlijsten. Tot slot werd de deelnemer debriefed en kreeg hij/zij zijn/haar participatiepunten toegekend als beloning voor de deelname.
Resultaten Deelnemers
Aan het onderzoek participeerden initieel 57 deelnemers. De data van twee deelnemers is verwijderd, omdat ze de cancellation taak niet volgens instructie hadden uitgevoerd. Data van de overige 55 deelnemers is betrokken in verdere analyses. Van deze deelnemers waren er 24 man (43.6%) en 31 vrouw (56.4%). Leeftijd varieert tussen de 18 en 33 jaar, met een gemiddelde van 20.93 (SD = 2.64). Het grootste deel van de deelnemers was eerstejaars psychologie student. Alle deelnemers hebben aangegeven serieus te hebben deelgenomen aan het onderzoek en geen van de deelnemers had het exacte doel van het onderzoek door.
Betrouwbaarheid van de MPQ–BF-NL en MPS
De Cronbach’s α’s voor de schalen van de Multidimensional Personality Questionnaire (MPQ-NL-BF) varieerden tussen de .59 (Traditionalism) en .84 (Social
Potency) (zie tabel 1). De meeste MPQ-BF-NL schalen hadden een gemiddelde tot goede
interne consistentie (.75-.83). Echter bezaten enkele schalen wat lagere interne consistenties:
Traditionalism (TR) (.59), Harmavoidance (HA) (.70), Alienation (AL) (.66), Aggression
(AG) (.63) en Social Closeness (SC) (.70). De geobserveerde betrouwbaarheden kwamen enigszins overeen met de literatuur. Daarin werd al eerder gerapporteerd dat TR, HA en AG schalen lagere interne consistenties hebben (Eigenhuis, Kamphuis & Noordhof, 2012). De Cronbach’s α’s voor de schalen van de Multidimensional Perfectionism Scale (MPS) waren als volgt: Self Oriented Perfectionism (SO) (.92), Other Oriented Perfectionism (OO) (.71) en
Socially Prescribed Perfectionism (SP) (.66). De lage interne consistenties van de OO en SP
schalen zijn niet te verklaren vanuit de literatuur. Wellicht dat ze wel kunnen worden verklaard door de bescheiden steekproefgrootte of het feit dat er gebruik is gemaakt van een Nederlandse vertaling van de vragenlijst, die alvorens afname niet getest is op
psychometrische kwaliteiten.
Tabel 1
Interne Consistenties (Cronbach’s Alpha) voor MPQ-BF-NL en MPS Schalen in de Huidige Sample en Samples uit Eerder Onderzoek
Huidige sample Eerder onderzoek MPQ-BF-NL Wellbeing .83 .80 Social Potency .84 .84 Achievement .81 .76 Social Closeness .70 .81 Stress Reaction .75 .84 Aggression .63 .73 Alienation .66 .82 Control .82 .75 Harmavoidance .70 .72 Traditionalism .59 .70 Absorbtion .81 .80 MPS Self-Oriented .92 .88 Other-Oriented .71 .74 Socially Prescribed 66 .81 8
Noot. Eerder onderzoek = Eigenhuis, Kamphuis & Noordhof, 2012; Hewitt, Flett,
Turnbull-Donovan, & Mikail, 1991
Correlaties Tussen Perfectionisme Maten: MPS, Earliness en Cancellation Taak
Beschrijvende statistiek van de verschillende perfectionisme maten is weergegeven in tabel 2. Correlaties tussen deze maten zijn berekend en weergegeven in tabel 3. Omdat niet aan alle assumpties van parametrische toetsen was voldaan zijn de correlaties middels Spearman’s rho berekend (Field, 2009). Uit de toets bleek dat tijdsduur van de cancellation taak negatief gecorreleerd was met het aantal fout (zie tabel 3).
Tabel 2
Beschrijvende statistiek van de Perfectionisme Maten: Cancellation Taak, MPS Score en Mate van Earliness
n M SD Min Max Cancellation taak Tijdsduur (min.) 55 6.00 2.22 3.23 15.45 Aantal fout 55 1.75 2.11 0.00 10.00 MPS score 55 163.09 25.03 98.00 212.00 Earliness (min.) 31 0.32 12.89 -50.00 27.00 Tabel 3
Correlaties (Spearman’s rho) Tussen de Perfectionisme Maten: MPS, Earliness en Cancellation Taak
Cancellation Taak MPS score Earliness Tijdsduur Aantal Fout
MPS - -.049 .245 -.201 Earliness -.049 - -.007 -.192 Cancellation Taak Tijdsduur .245 -.007 - -.430** Aantal Fout -.201 -.192 -.430** - Noot. ** = p < .01. 9
Assumpties Checken
Alvorens uitvoering van de hoofdanalyses is er getest of aan de benodigde assumpties was voldaan. Er is gekeken of er sprake was van lineariteit tussen de onafhankelijk en
afhankelijke variabelen, normaliteit, homogeniteit van variantie en multicollineariteit. Het bleek dat alleen de assumptie van normaliteit geschonden was. De Saphiro-Wilk test is gebruikt om deze assumptie te toetsten omdat het accuratere toetsingsresultaten weergeeft voor kleine samples (Shapiro, Wilk & Chen, 1968). Uit de test bleek dat het grootste deel van de maten niet normaal verdeeld was. Alleen de scores op MPS (p = .94), Harmavoidance (p = .10), Control (p = .11) en Stress Reaction (p = .06) waren normaal verdeeld bij een alpha van .05.
MPQ Achievement, Control en Stress Reaction Schalen als Voorspellers van de Perfectionisme Maten, MPS, Cancellation Taak en Earliness
Gehypothetiseerd werd dat hogere scores op AC, CO en SR schalen van de MPQ-BF-NL gerelateerd zijn aan een hogere score op de MPS. Middels een multipele regressie
analyse, met enter als methode, is deze hypothese getoetst. Consistent met de hypothese bleek dat AC, CO en SR schaalscores significant scores op de MPS voorspelden, F (3, 51) = 22.74,
p < .01 (zie tabel 4). 57.2% van de variantie in MPS scores kon worden verklaard door de AC,
CO en SR schaalscores (R² = 0.572). Met name AC (β = 0.64, p < .01) bleek een belangrijke voorspeller in dit model. Ook SR (β = 0.22, p = .02) was een significante voorspeller, al zou er na Bonferroni correctie geen sprake zijn van een significant resultaat. Positieve beta’s voor AC, CO en SR in het model duidden erop dat de richting van het effect in lijn was met de verwachtingen (zie tabel 4).
Gehypothetiseerd werd dat hogere scores op AC, CO en SR schalen van de MPQ-BF-NL gerelateerd zijn aan een langere tijd besteed aan de cancellation taak en een minimum aan fouten. Middels een multipele regressie analyse, met enter als methode, is deze hypothese getoetst. Tegen de verwachting in bleek dat de tijdsduur van de cancellation taak niet kon worden voorspeld door AC, CO en SR schaalscores, F (3, 51) = 1.16, p = .33 (zie tabel 4). Maar 6.4% van de variantie in tijdsduur kon worden verklaard door AC, CO en SR
schaalscores (R² = 0.064). Omdat het aantal fout een count variabele is en de verdeling van deze maat scheef naar recht was (test van normaliteit ondersteund een niet normale verdeling, Shapiro-Wilk p < .01) is er met een poisson regressie onderzocht of het aantal fout gemaakt op de cancellation taak kon worden voorspeld door AC, CO en SR schaalscores (Gardner,
Mulvey & Shaw, 1995). Het regressiemodel bleek echter niet significant te zijn, x² (7) = 5.82,
p = .56 (zie tabel 4).
Gehypothetiseerd werd dat hogere scores op AC, CO en SR schalen van de MPQ-BF-NL gerelateerd zijn aan een grotere mate van earliness. In deze analyse is alleen de data van de 31 proefpersonen betrokken, die van tevoren hadden aangegeven op welk tijdstip ze
zouden deelnemen aan het onderzoek. Middels een multipele regressie, met enter als methode, is de hypothese getoetst. Tegen de verwachting in bleek dat mate van earliness niet kon worden voorspeld door AC, CO en SR schaalscores, F (3, 27) = 0.36, p = .78 (zie tabel 4). Maar 3.8% van de variantie in earliness kon worden verklaard door AC, CO en SR
schaalscores (R² = 0.038). Desondanks suggereren de negatieve beta’s voor AC en SR wel de verwachtte relatie. Hogere scores op de schalen zouden namelijk in verband moeten staan met een hogere mate van earliness (een lager aantal minuten tussen het afgesproken tijdstip en het arriveren).
Tabel 4
Informatie Regressiemodellen met MPQ, Achievement, Control en Stress Reaction als Predictoren van de Perfectionisme Maten, Earliness, MPS en Cancellation Taak
Maten afhankelijke variabele
Cancellation taak
Earliness MPS score Tijdsduur Aantal fout
B SE β B SE β B SE β B SE ExpB AC -0.78 0.81 -0.19 4.79** 0.71 0.64 0.14 0.09 0.21 0.06 0.20 1.06 CO 0.33 0.83 0.08 0.98 0.70 0.13 0.05 0.09 0.08 0.15 0.22 1.17 SR -0.16 0.74 -0.04 1.81* 0.77 0.22 -0.11 0.10 -0.16 0.09 0.09 1.09 R² .038 .572 .064
Noot. * = p < .05. ** = p < .01. AC = Achievement, CO = Control, SR = Stress Reaction.
MPS als Voorspeller van de Perfectionisme Gedragsmaten, Cancellation Taak en Earliness Gehypothetiseerd werd dat een hogere MPS score gerelateerd is aan een langere tijd besteed aan de cancellation taak en een minimum aan fouten. Middels een regressieanalyse, met enter als methode, is deze hypothese getoetst. Tegen de verwachting in bleek dat de tijdsduur van de cancellation taak niet kon worden voorspeld door MPS score, F(1,53) = 2.40,
p = .13 (zie tabel 5). Maar 4.3% van de variantie in tijdsduur kon worden verklaard door MPS
scores (R² = 0.043). Desondanks was de positieve beta voor MPS wel in lijn met de verwachting. Ook is onderzocht of de subschalen van de MPS wellicht een voorspellende waarde voor tijdsduur hadden, dit bleek echter niet het geval, F(3,51) = 0.95, p = .42 (zie tabel 5). Maar 5.3% van de variantie in tijdsduur kon worden verklaard door subschalen van de MPS (R² = 0.053). Het aantal fout daarentegen kon wel worden voorspeld door MPS score. Het poisson regressiemodel met MPS score als onafhankelijke en aantal fout als afhankelijke variabele was significant, x² (1) = 2.04, p = .02 (zie tabel 5), al zou er na Bonferroni correctie geen sprake zijn van een significant resultaat. Ook de richting van het effect was in lijn met de verwachtingen. Een negatieve beta voor MPS score (ExpB = 0.99, p =.02) duidde erop dat een hogere MPS score een lager aantal fouten voorspelde. De subschalen van de MPS bleken ook significant het aantal fout te kunnen voorspellen, x² (3) = 7.71, p = .05 (zie tabel 5). SO bleek een belangrijke voorspeller in dit model (ExpB = 0.99, p = .04). Echter zouden deze resultaten na Bonferroni correctie niet significant zijn.
Gehypothetiseerd werd dat een hogere MPS score gerelateerd is aan een grotere mate van earliness. Middels een regressieanalyse, met enter als methode, is deze hypothese getoetst. Tegen de verwachting in bleek dat mate van earliness niet kon worden voorspeld door MPS score, F(1,29) = 0.07, p = .80 (zie tabel 5). Maar 0.2% van de variantie in earliness kon worden verklaard door MPS scores (R² = 0.002). Ook de subschalen van de MPS hadden geen voorspellende waarde voor mate van earliness, F(3,27) = 1.09, p = .37 (zie tabel 5). Maar 10.8% van de variantie in earliness kon worden verklaard door de subschalen van de MPS (R² = 0.108).
Tabel 5
Informatie Regressiemodellen met MPS als Predictor van de Perfectionisme Gedragsmaten, Earliness en Cancellation Taak
Cancellation taak
Earliness Tijdsduur Taak Aantal Fout
B SE β B SE β B SE ExpB MPS 0.03 0.11 0.05 0.02 0.01 0.21 -0.01* 0.00 0.99 SO -0.16 0.18 -0.18 0.03 0.02 0.20 -0.02* 0.01 0.98 OO -0.03 0.31 -0.02 0.02 0.03 0.08 0.01 0.01 1.00 SP 0.55 0.31 0.35 -0.01 0.04 -0.06 -0.02 0.02 0.99 12
Noot. * = p < .05. MPS = Multidimensional perfectionism Scale, SO = Self-Oriented
Perfectionism, OO = Other-Oriented Perfectionism, SP = Socially Prescribed Perfectionism.
Exploratieve analyses:
Relatie Tussen het Gehele Persoonlijkheidsprofiel en Perfectionisme
Exploratief is onderzocht of wellicht andere dimensies van persoonlijkheid, dan verwacht vanuit de theorie, een voorspellende waarde hadden voor perfectionisme. Middels multipele regressie, met Forward als methode, is onderzocht welke predictoren (schalen van de MPQ-BF-NL) significante voorspellers zijn voor perfectionisme (MPS, earliness, cancellationtaak tijdsduur en aantal fout). Voor alle vier perfectionisme maten is een aparte regressie analyse uitgevoerd.
Daaruit bleek dat Alienation en Wellbeing significante predictoren waren voor tijdsduur van de cancellation taak, F(2,52) = 4.71, p = .01 (β = 0.31, p = .02, β = 0.29, p = .03).
Wellbeiing en Traditionalism waren significante predictoren voor earliness, F(2,28) = 7.30, p
< .01 (β = 0.48, p = .01, β = -0.42, p = .01). Achievement en Stress Reaction waren
significante predictoren voor MPS score, F(2,52) = 32.52, p < .01 (β = 0.66, p < .01, β = 0.22,
p = .03). Er waren geen significante predictoren voor aantal fout op de cancellation taak.
Relatie Tussen de Dimensies van Perfectionisme en de Dimensies van Persoonlijkheid Om te onderzoeken hoe de dimensies van perfectionisme zich verhouden tot de
persoonlijkheidsdimensies is er gekeken naar onderlinge relaties middels Spearman’s rho (zie tabel 6). Gekozen is voor Spearman’s rho omdat niet aan alle assumpties van parametrische toetsen was voldaan (Field, 2009). Uit de analyse bleek dat SO positief correleert met AC, SR, AL en CO. OO bleek positief te correleren met SP en AC. SP bleek positief te correleren met SR.
Vervolgens zijn de 12 schalen van de MPQ-BF-NL en de 3 schalen van de MPS
geanalyseerd middels een principale componenten analyse met varimax (orthogonale) rotatie. Vijf componenten hadden een eigenvalue hoger dan 1 en verklaarden samen 64.73% van de variantie. Tabel 7 geeft de factorladingen weer na rotatie. Het bleek dat SO, OO en AC hoog laadden op het eerste component en SP, SR en AL hoog laadden op het tweede component.
Tabel 6
Correlaties (Spearman’s rho) Tussen de MPS en MPQ-BF-NL Schalen
SO OO SP WB .02 .21 -.12 SP .12 .33* .14 AC .77** .46** .21 SC -.14 .05 -.19 SR .33* .13 .44** AG -.11 .06 -.05 AL .31* .14 .26 CO .27* .20 -.01 HA .22 -.15 .08 TR .10 .11 -.03 AB .16 .09 .13
Noot. * = p < .05. ** = p < .01. SO = Self-Oriented, OO = Other oriented, SP = Socially
Prescribed, WB = Wellbeiing, SP = Social Potency, AC = Achievement, SC = Social Closeness, SR = Stress Reaction, AG = Aggression, AL = Alienation, CO = Control, HA = Harmavoidance, TR = Traditionalism, AB = Absorption.
Tabel 7
Principale Componenten Analyse MPQ-BF-NL en MPS Schalen: Factorladingen na Rotatie
Component 1 2 3 4 5 SO .724 .458 .158 -.150 -.027 OO .702 -.030 .068 .130 .146 SP .179 .725 -.106 -.067 .053 WB .492 -.466 -.257 .062 -.083 SP .432 -.004 -.565 .439 .216 AC .794 .268 -.024 -.130 -.066 SC .104 -.191 -.796 -.076 -.203 SR .198 .548 .081 -.298 .447 AG .062 -.069 .084 .814 -.077 AL .038 .624 .159 .461 -.059 CO .328 -.111 .769 -.028 -.100 HA .082 .197 .280 -.508 -.516 TR .281 -.115 .216 -.387 -.206 14
AB .040 .114 .087 .008 .871
Noot. SO = Self-Oriented, OO = Other oriented, SP = Socially Prescribed, WB = Wellbeiing,
SP = Social Potency, AC = Achievement, SC = Social Closeness, SR = Stress Reaction, AG = Aggression, AL = Alienation, CO = Control, HA = Harmavoidance, TR = Traditionalism, AB = Absorption.
Discussie
In deze studie werd onderzocht in hoeverre het persoonlijkheidsprofiel
perfectionistisch gedrag kon voorspellen. Resultaten van het onderzoek duiden erop dat er een relatie is tussen persoonlijkheid en perfectionisme. Een hogere mate van Achievement,
Control en Stress Reaction bleek gerelateerd aan een hogere mate van perfectionisme. Met
name Achievement en Stress Reaction bleken belangrijke voorspellers te zijn van perfectionisme. Echter was dit effect alleen van toepassing als perfectionisme middels
zelfrapportage werd gemeten. Wanneer perfectionisme werd gemeten middels gedragsmaten, hadden Achievement, Control en Stress Reaction geen significant voorspellende waarde. Ook de MPS bleek geen goede voorspeller voor de gedragsmaten. Alleen het aantal fout gemaakt op de cancellation taak bleek te kunnen worden voorspeld vanuit de MPS. Naarmate de MPS score toenam, nam het aantal fout op de cancellation taak af. Dit resultaat is dan ook in overeenstemming met de verwachtingen, omdat een hogere mate van perfectionisme een minimum aan fouten zou moeten voorspellen.
Uit de exploratieve analyses is gebleken dat de dimensies van perfectionisme zich onderscheiden in hoe ze zich verhouden tot dimensies van persoonlijkheid. Neuroticisme (SR schaal MPQ) bleek met name met socially prescribed perfectionism (SP) een verband te hebben. Dit kan worden verklaard uit het feit dat SP betrekking heeft op de preoccupatie met hoe anderen je zullen beoordelen en dit gedrag ook goed past binnen SR/neuroticisme (Hewitt & Flett, 1991; Tellegen & Waller, 2008). Concientieusheid (Achievement en Control schalen MPQ) bleek met name met self-oriented perfectionism (SO) en other-oriented perfectionism (OO) een relatie te hebben. Verklaring hiervoor kan zijn dat AC en CO betrekking heeft op gedragingen, zoals punctualiteit en het hebben van hoge standaarden, die ook centraal staan bij OO en SO (Hewitt & Flett, 1991; Tellegen & Waller, 2008). Other-oriented perfectionism lijkt ook aan een sociale dimensie van de persoonlijkheid (SP schaal MPQ) gerelateerd te zijn, wat niet onverklaarbaar is omdat OO betrekking heeft op perfectionisme in een sociale
context (Hewitt & Flett, 1991). Verder bleek dat Alienation (AL) ook gerelateerd was aan perfectionisme. AL vertoond vooral overeenkomsten met SP, omdat het betrekking heeft op preoccupatie met het idee dat anderen niet het beste met je voor zullen hebben.
Een opvallende en tegenstrijdige conclusie uit dit onderzoek is dat de zelfrapportage maat van perfectionisme (MPS) wel volgens de theorie kon worden voorspeld vanuit de persoonlijkheidsdimensies neuroticisme (SR schaal MPQ-BF-NL) en conscientieusheid (AC en CO schalen MPQ-BF-NL), maar dat de gedragsmaten (cancellation taak en earliness) van perfectionisme daar geen verband mee hadden. Dit terwijl in eerder onderzoek dit wel het geval was (Rhéaume, Freeston, Ladouceur, Bouchard, Gallant, Talbot & Vallières, 2000). Mogelijke verklaring hiervoor kan zijn dat, zoals in de inleiding benoemd, observatie van gedrag (gedragsmaten) niet altijd overeenstemt met informatie verkregen vanuit
zelf-rapportage (Baumeister, Vohs & Funder, 2007). Het zou dus kunnen dat de gedragsmaten in dit onderzoek wel perfectionisme maten, maar andere aspecten van het construct die middels zelfrapportage niet zichtbaar werden. Uit de exploratieve analyses bleek namelijk dat
Wellbeiing en Traditionalism belangrijke voorspellers waren voor de gedragsmaten, maar niet
voor de zelf-rapportage maat. Wellbeiing heeft betrekking op hoe iemand in het leven staat, hoe gelukkig hij/zij is, hoe blij hij/zij met zichzelf is en of hij/zij een kleurrijk leven heeft (Tellegen & Waller, 2008). In zekere zin lijkt Wellbeiing wel gerelateerd aan perfectionisme, omdat men zou verwachten dat bij iemand die heel erg perfectionistisch een lagere mate van
Wellbeiing van toepassing zal zijn, aangezien een hoge mate van perfectionisme gerelateerd is
aan psychische problematiek (Burns, 1980; Hamachek, 1978; Pacht, 1984). Ook de relatie tussen Traditionalism en perfectionisme is niet onlogisch omdat Traditionalism betrekking heeft op religie, morele standaarden, egoïsme, discipline en reputatie (Tellegen & Waller, 2008). Men zou verwachten dat iemand die erg perfectionistisch is ook meer Traditionalism zal vertonen, aangezien het hebben van hoge standaarden een centrale notie van
perfectionisme is (Burns, 1980; Frost, Marten, Larhart & Rosenblate, 1990; Hamachek, 1978; Pacht, 1984). Uit de resultaten bleek dan ook dat een hogere mate van Traditionalism
gerelateerd was aan een hogere mate van earliness (een lagere afwijking tussen afspraak en arriveren in aantal min).
Echter is er ook een andere verklaring mogelijk voor waarom de gedragsmaten niet de verwachtte relatie vertoonden met persoonlijkheid. Het zou namelijk ook kunnen dat de gedragsmaten geen zuivere maat van perfectionisme waren, omdat ze zijn beïnvloed door externe factoren waarvoor niet is gecontroleerd. Bij de cancellation taak bijvoorbeeld kregen deelnemers de instructie om eerst de instructies te lezen en bij het starten van de taak een sein te geven aan de proefleider. De proefleider moest vervolgens meten hoelang de deelnemers met de taak bezig waren door dit met een stopwatch bij te houden. Het is waarschijnlijk dat bepaalde deelnemers daardoor meer druk hebben gevoeld om de taak in een hoog tempo uit te
voeren. Hierdoor kan het zijn dat deze druk over de deelnemers verschillend is ervaren. Aangezien een hogere druk resulteert in een kortere tijdsduur en de tijdsduur gecorreleerd was aan het aantal fout (kortere duur, meer fout), kan het zijn dat de resultaten hierdoor zijn
beïnvloed. Juist deze twee aspecten van de taak (tijdsduur en aantal fout) dienden namelijk als maat voor perfectionistisch gedrag.
Een mogelijke verklaring voor waarom earliness geen zuivere maat van
perfectionisme was is de bescheiden steekproefgrootte. Omdat niet alle deelnemers van te voren hadden aangegeven op welke datum en tijdstip ze zouden deelnemen aan het
onderzoek, kon mate van earliness niet voor iedere deelnemer worden vastgesteld. Daardoor kon voor de analyse alleen de data van 31 deelnemers worden gebruikt. Probleem van een kleinere steekproefgrootte is dat het resulteert in een kleinere power, waardoor de kans groter wordt dat het gevonden effect geen goede reflectie is van de werkelijkheid (Button, Ioannidis, Mokrysz, Nosek, Flint, Robinson & Munafó, 2013).
Dit onderzoek heeft meer inzicht geboden in het construct perfectionisme en hoe het zich verhoud tot persoonlijkheid. Alles in acht nemend zou advies voor de psychologische praktijk kunnen zijn tijdens casusconceptualisatie perfectionistische neigingen van een individu in acht te nemen en te onderzoeken wat de rol hiervan is/ is geweest in de
ontwikkeling/manifestatie van de desbetreffende pathologie. Ook zou het mooi zijn als deze informatie in het behandelingsplan kan worden geïntegreerd. Door rekening te houden met alle factoren die betrokken zijn bij bepaalde pathologie kan de zorg beter toegespitst worden op het individu en zal naast verhoogde efficiëntie ook verhoogde effectiviteit van
behandelingen kunnen worden bereikt.
Literatuurlijst
Back, M. D., Schmukle, S. C., & Egloff, B. (2006). Who is late and who is early? Big Five personality factors and punctuality in attending psychological experiments.Journal of Research in Personality,40(5), 841-848.
Bieling, P. J., Israeli, A. L., & Antony, M. M. (2004). Is perfectionism good, bad, or both? Examining models of the perfectionism construct.Personality and Individual Differences,36(6), 1373-1385.
Bieling, P. J., Israeli, A., Smith, J., & Antony, M. M. (2003). Making the grade: The behavioural consequences of perfectionism in the classroom. Personality and
Individual Differences, 35(1), 163-178.
Burns, D. D. (1980). The perfectionist’s script for self-defeat. Psychology today, 14(6), 34-52. 17
Button, K. S., Ioannidis, J. P., Mokrysz, C., Nosek, B. A., Flint, J., Robinson, E. S., & Munafò, M. R. (2013). Power failure: why small sample size undermines the reliability of neuroscience. Nature Reviews Neuroscience, 14(5), 365-376.
Eigenhuis, A., Kamphuis, J. H., & Noordhof, A. (2013). Development and validation of the Dutch brief form of the multidimensional personality questionnaire
(MPQ-BF-NL). Assessment, 20(5), 565-575.
Field, A. (2009). Discovering statistics using SPSS. Sage publications.
Frost, R. O., Marten, P., Lahart, C., & Rosenblate, R. (1990). The dimensions of perfectionism.Cognitive therapy and research,14(5), 449-468.
Gardner, W., Mulvey, E. P., & Shaw, E. C. (1995). Regression analyses of counts and rates: Poisson, overdispersed Poisson, and negative binomial models. Psychological
bulletin, 118(3), 392.
Hamachek, D. E. (1978). Psychodynamics of normal and neurotic perfectionism.Psychology: A Journal of Human Behavior.
Hewitt, P. L., & Flett, G. L. (1991). Perfectionism in the self and social contexts:
Conceptualization, assessment, and association with psychopathology.Journal of personality and social psychology,60(3), 456.
Hewitt, P. L., Flett, G. L., Turnbull-Donovan, W., & Mikail, S. F. (1991). The
Multidimensional Perfectionism Scale: Reliability, validity, and psychometric properties in psychiatric samples.Psychological Assessment: A Journal of Consulting and Clinical Psychology,3(3), 464.
Hollender, M. H. (1965). Perfectionism.Comprehensive psychiatry,6(2), 94-103.
Pacht, A. R. (1984). Reflections on perfection.American psychologist,39(4), 386.
Rhéaume, J., Freeston, M. H., Ladouceur, R., Bouchard, C., Gallant, L., Talbot, F., & Vallières, A. (2000). Functional and dysfunctional perfectionists: are they different on compulsive-like behaviors?. Behaviour Research and Therapy, 38(2), 119-128. Shafran, R., & Mansell, W. (2001). Perfectionism and psychopathology: A review of
research and treatment.Clinical Psychology Review,21(6), 879-906.
Shapiro, S. S., Wilk, M. B., & Chen, H. J. (1968). A comparative study of various tests for normality. Journal of the American Statistical Association,63(324), 1343-1372. Slade, P. D., & Owens, R. G. (1998). A dual process model of perfectionism based on
reinforcement theory.Behavior modification,22(3), 372-390.
Spiegelhalder, K., Regen, W., Kyle, S. D., Endres, D., Nissen, C., Feige, B., & Riemann, D. (2012). Time will tell: a retrospective study investigating the relationship between
insomnia and objectively defined punctuality. Journal of sleep research, 21(3), 264-269.
Stoeber, J., Otto, K., & Dalbert, C. (2009). Perfectionism and the Big Five: Conscientiousness predicts longitudinal increases in self-oriented perfectionism.Personality and
Individual Differences,47(4), 363-368.
Stumpf, H., & Parker, W. D. (2000). A hierarchical structural analysis of perfectionism and its relation to other personality characteristics.Personality and individual
Differences,28(5), 837-852.
Tellegen, A., & Waller, N. G. (2008). Exploring personality through test construction: Development of the Multidimensional Personality Questionnaire. The SAGE
handbook of personality theory and assessment,2, 261-292.
