De Betrouwbaarheid en Validiteit van de Attachment Relationship Inventory – Professional Caregiver Perspective (2-5 jaar)
Veilig Gehecht in de Kinderopvang
Masterscriptie Preventieve Jeugdhulp en Opvoeding Pedagogische Wetenschappen en Onderwijskunde Universiteit van Amsterdam Laura Wielemaker (12886041) Eerste Beoordelaar: Ruben Fukkink Tweede Beoordelaar: Peter Hoffenaar Amsterdam, 26 juni 2020
2 Abstract
Attachment relationships play a significant role in child development and influence the further lifeline of a person. Not only primary caregivers, but also professional caregivers in childcare can form attachment relationships with children. It is important that the quality of attachment relationships between professional caregivers and children can be measured with a reliable and valid instrument, as a practical alternative for extensive measurements like the Strange situation procedure and the Attachment Q-sort. The Attachment Relationship
Inventory – Professional Caregiver Perspective (ARI-PCP) has been developed to measure the quality of attachment relationships between caregivers and children in early childhood education and care. In this study, we validated the newly developed ARI-PCP. Data of 319 professional caregivers and 561 children in childcare was collected by using an online version of the ARI-PCP and other questionnaires that measured coherent concepts of attachment. Results showed that the reliability of the ARI-PCP was good. We also found support for the convergent and divergent validity. Further research into predictive and concurrent validity is necessary for the validation of the ARI-PCP for it to be used in early childhood education and care.
3 Samenvatting
Gehechtheidsrelaties spelen een belangrijke rol in de ontwikkeling van kinderen, en beïnvloeden de verdere levensloop van een persoon. Niet alleen primaire opvoeders, maar ook professionele opvoeders kunnen gehechtheidsrelaties vormen met kinderen in de
kinderopvang. Het is van belang dat de kwaliteit van gehechtheidsrelaties tussen professional en kinderen gemeten kan worden met een betrouwbaar en valide instrument, als praktisch alternatief voor bewerkelijke methoden zoals de Strange situation procedure en de
Attachment Q-sort. De Attachment Relationship Inventory – Professional Caregiver Perspective (ARI-PCP) is ontwikkeld om inzicht in de kwaliteit van gehechtheidsrelaties tussen professionals en kinderen in de kinderopvang te krijgen. Het doel van deze studie was de validatie van de ARI-PCP. Data van 319 pedagogisch medewerkers en 561 kinderen in de kinderopvang werd verzameld door middel van een online versie van de ARI-PCP en andere vragenlijsten die samenhangende concepten van gehechtheid meten. De betrouwbaarheid van de ARI-PCP was goed. We vonden ook steun voor de convergente en divergente validiteit. Toekomstig onderzoek naar predictieve en concurrente validiteit, is nodig voor de verdere ontwikkeling van de ARI-PCP zodat deze gebruikt kan worden in de kinderopvang.
4 Het aantal kinderen dat in de voorschoolse periode naar een kinderdagopvang gaat, stijgt jaarlijks in Nederland. Zo werden in 2018 zo’n 454.600 kinderen opgevangen in de kinderdagopvang, ten opzichte van 405.440 kinderen in 2017 (Nederlands Jeugdinstituut [NJI], 2019). Een groot deel van de ontwikkeling van deze jonge kinderen vindt plaats in de jaren waarin zij tijd doorbrengen op de kinderdagopvang (Parke, Roisman & Rose, 2019).
Hoe de ontwikkeling van een kind verloopt, wordt mede beïnvloed door de
gehechtheidsrelatie die wordt opgebouwd tussen het kind en opvoeders (Ainsworth, 1978; Bowlby, 1969). Door veilige gehechtheid met de opvoeders leren kinderen hoe ze moeten interacteren met anderen en vormen zij een basisidee van sociale normen (Bowlby, 1969). Wanneer jonge kinderen naar de kinderdagopvang gaan, bouwen zij niet alleen
gehechtheidsrelaties op met hun ouders als primaire gehechtheidsfiguren, maar ook met professionals op de kinderopvang als secundaire gehechtheidsfiguren (Ahnert, Pinquart & Lamb, 2006; Bowlby, 2007; Elfer, 2006). Het is daarom van belang dat professionals sensitief en responsief op het gedrag van het kind reageren, als voorwaarde voor een veilige gehechtheidsrelatie met kinderen (Bowlby, 1969).
Echter, Ahnert en collega’s (2006) vonden in hun meta-analyse onder 40 studies, dat thuis 65% van de kinderen veilig gehecht is, tegenover 42% in de kinderopvang. Het
percentage kinderen dat veilig gehecht is, ligt dus beduidend lager in de kinderopvang dan in de thuissituatie. Als verklaring hiervoor wordt onder andere de groepssetting in de
kinderopvang genoemd, waarin professionals minder sensitief en responsief kunnen zijn naar kinderen (Goossens & Melhuish, 1996). Daarnaast brengen kinderen minder tijd door in de kinderopvang dan thuis en is er sprake van discontinuïteit in de begeleiding door de
verschillende pedagogisch medewerkers, wat het opbouwen van veilige gehechtheidsrelaties kan tegengaan (Ahnert et al., 2006; Goossens & Van IJzendoorn, 1990). Deze factoren zouden negatief kunnen bijdragen aan het percentage kinderen dat veilig gehecht is in de
5 kinderopvang.
Alhoewel onveilige gehechtheid geen klinisch probleem is, is het wel een risicofactor voor latere psychische problematiek, zoals angststoornissen en gedragsproblemen (Colonnesi et al., 2011; Fearon, Bakermans‐ Kranenburg, Van IJzendoorn, Lapsley, & Roisman, 2010; Goos et al., 2013; Groh, Fearon, IJzendoorn, Bakermans-Kranenburg & Roisman, 2017). Onderzoek heeft ook aangetoond dat onveilige gehechtheid effectief behandeld kan worden wanneer gehechtheidsproblematiek vroegtijdig gesignaleerd wordt en er gewerkt wordt aan het opbouwen van positieve ervaringen met de gehechtheidsfiguur (Cornell & Hamrin, 2008; Wolff et al., 2014). Dit vraagt wel om een praktisch instrument dat als eerste screening kan worden ingezet door professionals in de kinderopvang. De instrumenten die momenteel beschikbaar zijn, zijn arbeidsintensief, waarbij uitgebreide training en certificering vaak een vereiste is. Een kort en praktisch meetinstrument dat de gehechtheidsrelaties in kaart brengt in de kinderopvang, is daarom een welkom alternatief. In deze studie staat dan ook een nieuw meetinstrument voor het meten van gehechtheidsrelaties in de kinderopvang centraal, dat voortbouwt op een verwant instrument voor het meten van gehechtheid tussen ouder en kind (Spruit et al., 2019).
Soorten gehechtheid
Mary Ainsworth (1978) maakte een onderscheid tussen drie typen van gehechtheid. Onder het eerste type A vallen de onveilig vermijdend gehechte kinderen (20%), waarbij de gehechtheid van de kinderen geminimaliseerd is. Het kind vermijdt de opvoeder en zoekt geen troost of steun. Ook gedraagt het kind zich vroegtijdig zelfstandig. Onder type B valt de veilige gehechtheid (60-70%), waarbij een goede balans is tussen exploratiegedrag en
gehechtheidsdrang van het kind. Het kind zoekt troost en steun bij de opvoeder, maar er is ook ruimte voor exploratie. Onder type C vallen de ambivalent gehechte kinderen (10%), die weinig geneigd zijn om zelfstandig activiteiten te ondernemen. Deze kinderen klampen zich
6 vast aan de opvoeder, maar zijn ook afkeurend en vinden het moeilijk om zich te laten
troosten. Main en Solomon (1990) voegden hier laten een vierde type gehechtheid aan toe, namelijk onveilig gedesorganiseerd gehechte kinderen (Type D, 5%). Kinderen die onder deze gehechtheidsstijl vallen, laten zowel kenmerken van gehechtheidstype A als C zien. Toenadering tot de opvoeder zorgt hier voor stress en angstgevoelens, maar wordt soms ook als bron van steun gezien door het kind.
Veelgebruikte methoden om (onveilige) gehechtheid van kinderen te meten zijn de Strange situation en de Attachment Q-sort (AQS) (Ainsworth, Blehar, Waters & Wall, 1978; Waters & Deane, 1985; Waters, 1995). Zowel de Strange situation als de AQS zijn
bewerkelijk om uit te voeren, en vereisen oefening en ervaring van de uitvoerder. Een kort screeningsinstrument als praktisch alternatief voor meer bewerkelijke methoden zou een uitkomst kunnen bieden voor het bepalen van de gehechtheidsrelatie tussen jonge kinderen en hun opvoeders. Een instrument dat hiervoor momenteel wordt gebruikt is de Attachment Insecurity Screening Inventory 2-5 jaar (AISI), die vanuit het ouderperspectief de kwaliteit van de gehechtheidsrelatie met het kind meet (Spruit et al., 2018). De AISI is een
meetinstrument in de vorm van een vragenlijst en bevat 20 items. Onderzoek naar de validiteit van deze vragenlijst heeft laten zien dat deze vragenlijst de drie typen onveilige gehechtheid meet: vermijdend, ambivalent, en gedesorganiseerd (Wissink et al., 2016). Daarnaast is de betrouwbaarheid van de AISI goed en de concurrente en convergente validiteit voldoende (Wissink et al., 2016). De AISI is echter alleen bedoeld voor het meten van onveilige gehechtheid tussen ouder en kind, en bevat geen schaal waarmee veilige gehechtheid gemeten wordt.
Recent is de AISI 2-5 doorontwikkeld naar de Attachment Relationship Inventory – Caregiver Perception 2-5 jaar (ARI-CP 2-5) (Spruit, et al., 2019). In plaats van het meten van gehechtheidsproblematiek, zoals bij de AISI wordt beoogd, is de ARI-CP ontwikkeld om
7 inzicht te geven in de kwaliteit van de gehechtheidsrelatie tussen kind en opvoeder. Daarvoor is een schaal van veilige gehechtheid toegevoegd, en wordt de kwaliteit van de
gehechtheidsrelatie vanuit het perspectief van de ouder beschreven. De ARI-CP geeft alleen inzicht in de kwaliteit van de gehechtheidsrelatie tussen ouder en kind en de Attachment Relationship Inventory - Professional Caregiver Perspective (ARI-PCP) is op basis hiervan doorontwikkeld voor gebruik in het tweede leefmilieu van het kind en beoordeling door de professional in de kinderopvang. Zo kan er ook gekeken worden naar de kwaliteit van gehechtheidsrelaties tussen professional en kind in de kinderopvang.
Opzet van deze studie
De ARI-PCP is een nieuw instrument dat nog niet is toegepast in de kinderopvang, waardoor de betrouwbaarheid en validiteit in deze nieuwe context onbekend zijn. Dit onderzoek richt zich op de doorontwikkeling en validering van de ARI-PCP. De centrale onderzoeksvragen zijn; Wat is de betrouwbaarheid en validiteit van de ARI-PCP? Hierbij wordt onderscheid gemaakt tussen de convergente en divergente validiteit. Met convergente validiteit wordt gekeken of een instrument samenhangt met constructen waarmee een samenhang wordt verondersteld ((Heale & Twycross, 2015). Divergente validiteit betreft de mate waarin alternatieve verklaringen voor de testresultaten verworpen kunnen worden.
Methode Procedure
Deze studie is een vervolg en uitbreiding op een eerder goedgekeurde studie door de ethische commissie van het Onderzoeksinstituut Pedagogische en Onderwijswetenschappen van de Universiteit van Amsterdam (dossier: 2018-CDE-9714). Uit dit eerdere onderzoek was data beschikbaar van 54 pedagogisch medewerkers die een online vragenlijst hadden ingevuld via Qualtrics. Voor uitbreiding van de data zijn in huidig onderzoek participanten geworven via het netwerk van de scriptiebegeleider, stagebegeleider en het netwerk van de
8 onderzoeker. Hiervoor is gebruik gemaakt van Facebook en LinkedIn om de link van de online vragenlijst te verspreiden. Daarnaast zijn verschillende kinderopvangcentra gemaild met de vraag of zij mee wilden doen aan het onderzoek. Wanneer hiervoor werd ingestemd door de locatiemanagers, werd via hen de link doorgestuurd naar de pedagogisch
medewerkers binnen de locaties.
Voordat de participanten de vragenlijst in konden vullen werd om ‘informed consent’ gevraagd. Nadat participanten hiermee instemden kregen zij toegang tot de vragenlijst. De participanten waren vrij om op elk moment te stoppen met de vragenlijst. Wanneer de vragenlijst volledig werd ingevuld door de pedagogisch medewerkers ontvingen zij een tegoedbon van 10 euro als dank voor hun deelname aan de vragenlijst.
Participanten
Voor dit onderzoek hebben 319 pedagogisch medewerkers de online vragenlijst via Qualtrics ingevuld (Mleeftijd = 36.88 jaar, SD = 10.50, nvrouw = 318, nman = 1). De
pedagogisch medewerkers waren afkomstig van verschillende kinderopvangcentra verspreid door Nederland. In totaal hebben 242 pedagogisch medewerkers de online vragenlijst ingevuld over twee kinderen. Hierbij werd gevraagd om de vragenlijst in te vullen over één kind waarmee zij een relatief makkelijke of positieve relatie hadden en één kind waarmee zij een relatief negatieve of moeilijke relatie hadden. Dit is gedaan zodat er geen selectiebias ontstond bij de pedagogisch medewerkers, waarbij er niet alleen kinderen werden gekozen met wie zij een positieve relatie hadden. Het geslacht van het kind werd gerandomiseerd, zodat elke pedagogisch medewerker de vragenlijst over één jongen en één meisje heeft ingevuld. Daarnaast hebben 77 pedagogisch medewerkers de online vragenlijst ingevuld over één kind waarmee zij een positieve relatie hadden.
In totaal is er data van 561 kinderen (Mleeftijd = 2.88 jaar, SD = .91, njongens= 48.1%, nmeisjes= 51.9%). De steekproef bestond voor 38,1% uit kinderen van 2 jaar, 45,1 % was 3
9 jaar, 7% was 4 jaar en 9,8% was 5 jaar.
Er is data van 319 kinderen beschikbaar met wie de pedagogisch medewerkers aangaven een relatief makkelijke of positieve relatie te hebben. De gemiddelde leeftijd van deze kinderen was (Mleeftijd = 2.90 jaar, SD = .92, njongens= 42,9 , nmeisjes= 57.1%). Deze groep bestond voor 36,7% uit kinderen van 2 jaar, 47,3% van de kinderen was 3 jaar, 5,3 % van de kinderen was 4 jaar en 10,7 % van de kinderen was 5 jaar.
Met 242 kinderen gaven de pedagogisch medewerkers aan een relatief moeilijke of negatieve relatie te hebben (Mleeftijd = 2.86 jaar, SD = .91, njongens= 55%, nmeisjes= 45%). Onder deze groep was 40,1% van de kinderen 2 jaar, 42,1% van de kinderen was 3 jaar, 9,1% van de kinderen was 4 jaar en 8,7% van de kinderen was 5 jaar.
Voor mind-mindedness werden random 42 pedagogisch medewerkers geselecteerd uit de gehele steekproef. Data van 82 kinderen (Mleeftijd = 2.91 jaar, SD = .93, njongens= 50%, nmeisjes= 50%) werd hiervoor meegenomen. Onder deze groep was 37,8% van de kinderen 2 jaar, 42,7 % van de kinderen 3 jaar, 9,8 % van de kinderen was 4 jaar en 9,8% van de kinderen was 5 jaar.
Meetinstrumenten
In de vragenlijst werd om persoonsgegevens gevraagd, zoals leeftijd, geslacht, afkomst, huidige functie, vooropleiding, naam van de organisatie waarbij de pedagogisch medewerker werkzaam was en het aantal jaren werkervaring in de kinderopvang. Daarnaast bevatte de vragenlijst digitale versies van de ARI-PCP, de Strengths and Difficulties
Questionnaire (Goodman, 2001), de Relationships Questionnaire (Bartholomew & Horowitz, 1991; Spruit & Meesters, 2018), het Mind-mindedness interview (Meins & Fernyhough, 2015) en de Sociale Wenselijkheidsschaal (Crowne & Marlow, 1960).
10 Met de ARI-PCP wordt vanuit het perspectief van de pedagogisch medewerker een beeld geschetst van de kwaliteit van de gehechtheidsrelatie tussen het kind en pedagogisch medewerker. De vragenlijst bevat items over kind gedragingen en items over cognities, gevoelens en gedragingen van de pedagogisch medewerker ten opzichte van het kind. De pilotversie van de vragenlijst bestaat uit 66 items, waarbij antwoord gegeven wordt op een 5-punts Likertschaal (1 = helemaal niet van toepassing tot 5 helemaal van toepassing). De vragenlijst gaat in op de vier verschillende gehechtheidsstijlen (Ainsworth, 1978); veilig, ambivalent, vermijdend en gedesorganiseerd. Een voorbeelditem op de schaal veilig is ‘Ik speel graag met dit kind’. Een voorbeelditem op de schaal vermijdend is ‘Als er iets naars gebeurt met dit kind, dan laat dit kind daar weinig van merken.’ Een voorbeelditem op de schaal ambivalent is ‘Dit kind claimt mij’. Een voorbeelditem op de schaal gedesorganiseerd is ‘Ik vind het moeilijk om dit kind te vertrouwen’.
Strengths and Difficulties Questionnaire (SDQ) Goodman (2001) ontwikkelde de SDQ, waarbij wordt ingegaan op de psychische problematiek en vaardigheden van het kind. De SDQ bestaat uit 25 items en er wordt antwoord gegeven op een 3-punts Likertschaal (1 = niet waar tot 3 = helemaal waar). De SDQ heeft vijf subschalen; pro-sociaal gedrag,
hyperactiviteit, emotionele problemen, gedragsproblemen en problemen met leeftijdsgenoten. Daarnaast kan er ook een totaalscore berekend worden voor probleemgedrag, waarin alle subschalen, behalve pro-sociaal gedrag, worden meegenomen. Een voorbeelditem van de de subschaal gedragsproblemen is ‘Heeft vaak driftbuien of woede-uitbarstingen’. Een
voorbeelditem van de subschaal pro-sociaal gedrag is ‘Houdt rekening met gevoelens van anderen’. De betrouwbaarheid en convergente validiteit van de SDQ is voldoende (Widenfelt, Goedhart, Treffers & Goodman, 2003). Met deze vragenlijst is de convergente validiteit gemeten. Uit eerder onderzoek komt naar voren dat onveilige gehechtheid de kans vergroot op externaliserende en internaliserende problemen (Colonnesi et al., 2011). Bij de SDQ werd
11 verwacht dat een hogere score op onveilige gehechtheid van de ARI-PCP samenhangt met een hogere score op probleemgedrag en een lagere score op prosociaal gedrag. Voor veilige gehechtheid wordt het tegenovergestelde patroon verwacht.
Relationships Questionnaire Met de Nederlandse versie van de Relationships Questionnaire (Spruit & Meesters, 2018) wordt gevraagd naar de relatiestijl van de pedagogisch medewerker. Er kan een keuze gemaakt worden uit vier relatiestijlen; veilig, angstig, gepreoccupeerd en afwijzend. Een voorbeeld van een relatiestijl die wordt omschreven is ‘Ik voel me prettig zonder hechte emotionele relaties. Het is erg belangrijk voor mij om mij onafhankelijk te voelen. Ik heb liever niet dat ik op anderen vertrouw of dat zij op mij vertrouwen’. Er moest aangegeven worden welke van de vier relatiestijlen het best past bij de relatiestijl van degene die de RQ invult. Ook moest op een 7-punts Likertschaal (1 = past helemaal niet en 7 = past helemaal), worden aangegeven in hoeverre de vier
relatiestijlen van toepassing zijn op de eigen relatiestijl. Bij de Relationship Questionnaire werd verwacht dat de gehechtheidsstijl van de pedagogisch medewerker samenhangt met de somscore van die gehechtheidsstijl op de ARI-PCP van het kind, maar dit is niet zeker aangezien onderzoek naar gehechtheid alleen een relatie heeft aangetoond tussen
gehechtheidsstijl van de ouders en de gehechtheidsstijl van het kind (Verhage et al., 2016). Mind-mindedness interview (Meins & Fernyhough, 1999). Om de convergente validiteit te bepalen is door middel van het Mind-mindedness interview de pedagogisch medewerkers gevraagd het kind zo volledig mogelijk te beschrijven (‘Kunt u het kind zo volledig mogelijk beschrijven?’). De pedagogisch medewerkers moesten hierbij in minimaal tien regels het kind omschrijven waar zij de vragenlijst over invulden. Met mind-mindedness wordt gekeken naar de manier waarop de pedagogisch medewerker het kind omschrijft. Wanneer de pedagogisch medewerker een omschrijving van mentale representaties van het kind geeft, in plaats van gedragingen, fysieke kenmerken of algemene kenmerken, wordt dit
12 aangeduid als Mind-mindedness (Meins et al., 2012).
De auteur van deze scriptie is in 2 sessies getraind door C. Colonnesi in het
codeersysteem van het mind-mindedness interview. De mentale representaties moesten als positief, negatief of neutraal worden gecodeerd (Zeegers & Colonnesi, 2016). Een voorbeeld van een positieve mentale representatie is; ‘Het is een nieuwsgierig meisje’. Daarnaast moeten de gedragen en fysieke kenmerken ook als positief, negatief of neutraal worden gecodeerd. Een voorbeeld van een negatieve gedraging is; ‘Ze slaat vaak andere kinderen’. Algemene opmerkingen worden ook gecodeerd. Een voorbeeld van een algemene opmerking is; ‘Het is een heerlijk kind’. Het aantal positieve en negatieve mind-gerelateerde uitspraken wordt uiteindelijk berekend als percentage over het totaal aantal uitspraken. Een hoog
percentage positieve mind-mindedness van de opvoeder hangt samen met veilige gehechtheid van het kind (Meins, Fernyhough, Freckles & Tuckey, 2001). Daarom werd verwacht dat wanneer pedagogisch medewerkers voornamelijk de positieve mentale staat van het kind beschrijven, dit positief samenhangt met een hogere score op veilige gehechtheid op de ARI-PCP en negatief met onveilige gehechtheid.
Sociale Wenselijkheidsschaal Sociale wenselijkheid is gemeten aan de hand van een verkorte versie van de Sociale Wenselijkheidsschaal (Crowne & Marlow, 1960; Strahan, 2007). Deze vragenlijst bestaat uit 8 vragen, waarbij op een 6-punts Likertschaal geantwoord wordt (1 = helemaal mee oneens en 6 = helemaal mee eens). Een voorbeelditem van deze vragenlijst is ‘Ik ben soms nijdig als ik mijn zin niet krijg’. De betrouwbaarheid op deze korte Sociale Wenselijkheidsschaal was α = .58. Met de Sociale wenselijkheidsschaal werd de divergente validiteit bepaald. Voor de items van de vragen over sociale wenselijkheid werd verwacht dat deze niet samenhingen met de scores op de ARI-PCP.
13 De betrouwbaarheid (interne consistentie) van de subschalen van de ARI-PCP werd vastgesteld met Cronbach’s Alpha. Om de onderliggende structuur van de ARI-PCP te bepalen, werd eerst een Kaiser-Mayer-Olkin (KMO) test en Bartlett’s test uitgevoerd. Met een KMO test werd onderzocht of het aantal items adequaat was voor het voorspellen van elke subschaal. Bartlett’s test werd gebruikt om te bepalen of de items een significante onderlinge relatie hadden om een redelijke basis te hebben voor factoranalyse. Vervolgens werd gebruik gemaakt van een exploratieve factoranalyse, met als rotatiemethode Varimax met Kaiser normalisatie (Kaiser, 1958; Thompson, 2004). Deze factoranalyse werd over alle items van de ARI-PCP uitgevoerd. Hiermee werd gekeken naar de factorstructuur van de ARI-PCP (Thompson, 2004). Verwacht werd dat er vier verschillende gehechtheidsstijlen naar voren zouden komen uit de 66 items. Door per item te kijken naar de factorlading op de latente factor kon gekeken worden of dit item overeenkwam met de gehechtheidsstijl waaraan deze gekoppeld was vanuit de ARI-CP (Spruit, et al., 2019). Naar aanleiding van te lage factorladingen (.30) op de exploratieve factoranalyse zijn er items verwijderd.
Naast de uitkomsten van de factoranalyse is er gekeken naar de gemiddelde scores op de items van pedagogisch medewerkers met kinderen waarmee ze een makkelijke en
moeilijke relatie hadden. Items met een afwijkend gemiddelde zijn verwijderd en niet
meegenomen in de validering van de ARI-PCP. Er is uiteindelijk een selectie bepaald van 50 items. Met deze selectie zijn de validiteitsanalyses uitgevoerd.
Validiteit
Voor het bepalen van de validiteit zijn de validiteitscoëfficiënten (Pearson’s r) berekend tussen de subschalen van de ARI-PCP en de andere vragenlijsten. Correlaties zijn eenzijdig getoetst op α = .01 om de convergente en divergente validiteit te bepalen. Voor elke correlatie is gekeken of er sprake was van een small, medium of sterke correlatie (r = .10, .30 en .50, respectievelijk) (Field, 2009). Met een steekproef van 561, liet een post-hoc
14 poweranalyse in G*power zien dat de power onvoldoende was voor het aantonen van kleine (.10) effectgroottes (β = .50), maar voldoende voor medium (.30) en sterke (.50)
effectgroottes (β = 1.00).
Op de SDQ werden de correlaties tussen de somscores van de subschalen op de SDQ en de somscores op de subschalen van de ARI-PCP berekend. Bij de Relationship
Questionnaire werden de correlaties berekend tussen de somscores op de vier verschillende relatiestijlen van de RQ en de somscores op de subschalen van de ARI-PCP. Voor mind-mindedness werden de correlaties tussen het percentage positieve en negatieve mind-mindedness gerelateerde opmerkingen en de somscore op de subschalen van de ARI-PCP berekend. Bij de Sociale Wenselijkheidsschaal werden de correlaties berekend tussen de somscore op de Sociale Wenselijkheidsschaal en de somscores op de subschalen van de ARI-PCP.
Resultaten De structuur van de ARI-PCP
Om de factorstructuur van de ARI-PCP te onderzoeken, werden alle 66 items van het instrument meegenomen in een exploratieve factoranalyse met als rotatiemethode Varimax met Kaiser-normalisatie. De Kaiser-Meyer-Olkin test bevestigde dat de steekproef geschikt was voor factoranalyse, KMO = .94. Bartlett’s test 𝑥2(2145) = 18799.55 , p < .001,
indiceerde dat de correlatie structuur adequaat was voor het gebruik van een factoranalyse. Op basis van het Kaiser criterium voor een eigenwaarde groter dan 1 (Field, 2009) kwamen er 4 factoren naar voren uit de factoranalyse. In tabel 1 zijn de resultaten van de factoranalyse van de ARI-PCP te zien. Factor 1 komt naar voren als veilige gehechtheid. , factor 2 als gedesorganiseerde gehechtheid, factor 3 als ambivalente gehechtheid en factor 4 komt naar voren als vermijdende gehechtheid.
15 Tabel 1
Exploratieve Factoranalyse met Varimax Rotatie voor Items van de ARI-PCP
Item F1 F2 F3 F4
1. Als dit kind zich pijn heeft gedaan, dan wil dit kind het liefst door mij getroost worden. (veilig)
.57 - - -
2. Ik word blij als ik aan dit kind denk (veilig) .61 - - -
3. Als ik afscheid moet nemen van dit kind, dan is het kind daar onverschillig over. (vermijdend)
- - - .25
4. Dit kind wil alles zelf bepalen en vindt het verschrikkelijk als ik zeg wat hij/zij moet doen (gedesorganiseerd)
- .68 - -
5. Ik voel mij ongemakkelijk als dit kind bang of verdrietig is (vermijdend)
- - - .42
6. Dit kind en ik knuffelen graag met elkaar. (veilig) .70 - - -
7. Dit kind is angstig in nieuwe situaties (ambivalent) - - .51 -
8. Ik voel me hulpeloos als opvoeder van dit kind. (gedesorganiseerd) - .49 - -
9. Dit kind laat gevaarlijk gedrag zien als hij/zij bij mij is. (gedesorganiseerd)
- .65 -
10. dit kind is erg dwingend naar mij toe. (gedesorganiseerd) - .68 - -
11. Als dit kind iets leuks heeft meegemaakt, dan deelt dit kind dat met mij. (veilig)
.68 - - -
12. Dit kind vraagt zoveel van mij, dat ik het moeilijk vind om van dit kind te genieten (ambivalent)
- - .19 -
13. Ik voel me soms zo uitgeput, dat ik niets voor dit kind kan betekenen (gedesorganiseerd)
- .68 - -
14. Als er iets naars gebeurt met dit kind, dat laat dit kind daar weinig van merken (vermijdend)
- - - .39
15. Ik heb het gevoel dat ik het nooit goed kan doen bij dit kind. (ambivalent)
- - .21 -
16. Dit kind heeft overal mijn hulp bij nodig (ambivalent) - - .57 -
16
18. Dit kind heeft geen respect voor mijn grenzen (gedesorganiseerd) - .72 - -
19. Als dit kind iets doet wat ik onprettig vind, vind ik het moeilijk om daar iets van de zeggen (ambivalent)
- - .20 -
20. Ik behoed dit kind voor de moeilijke kanten van het leven (ambivalent)
- - .11 -
21. Ik wil dat dit kind zo snel mogelijk zelfstandig wordt. (vermijdend)
- - - .23
22. Ik vind het moeilijk om dit kind te vertrouwen (gedesorganiseerd) - .71 - -
23. Dit kind draait zich weg als ik hem/haar knuffel (vermijdend) - - - .38
24. Als er iets met dit kind aan de hand is, dan wil dit kind het liefst bij mij zijn (veilig)
.60 - - -
25. Als dit kind en ik elkaar aan het begin van de dag weer zien, reageert dit kind afstandelijk (vermijdend)
- - - .32
26. Ik vind het moeilijk om te zien of dit kind iets leuk vindt (vermijdend)
- - - .21
27. Ik zorg ervoor dat dit kind alleen prettige emoties mee maakt (ambivalent)
- - .08 -
28. Ik heb het gevoel dat dit kind de baas is over mij (gedesorganiseerd)
- .60 - -
29. De stemming van dit kind kan opeens omslaan als wij samen zijn (gedesorganiseerd)
- .67 - -
30. Als ik in de buurt ben probeert dit kind nieuwe dingen (veilig) .48 - - -
31. Ik vind het beter om dit kind niet te troosten en te knuffelen als hij/zij verdriet heeft (vermijdend)
- - - .26
32. Ik speel graag met dit kind (veilig) .60 - - -
33. Dit kind zorgt voor zichzelf en heeft mij niet nodig (vermijdend) - - - .27
34. Als ik de ruimte binnenkom geeft dit kind geen reactie (vermijdend)
- - - .26
35. Dit kind probeert mij opzettelijk te irriteren (gedesorganiseerd) - .71 - -
17
37. Als dit kind iets eng vindt, dan kan ik hem/haar geruststellen (veilig)
.63 - - -
38. Dit kind vindt het moeilijk om dingen zonder mij te doen. (ambivalent)
- - .72 -
39. Ik probeer dit kind te troosten, maar het duurt erg lang voordat het kind gekalmeerd is (ambivalent)
- - .46 -
40. Dit kind raakt volledig in paniek, ook al is er weinig aan de hand. (gedesorganiseerd)
- .36 -
41. Het kost mij weinig moeite om afscheid te nemen van dit kind (vermijdend)
- - -.14
42. Ik voel aan wat er in dit kind omgaat (veilig) .61 - - -
43. Dit kind gedraagt zich onvoorspelbaar als wij samen zijn (gedesorganiseerd)
- .68 - -
44. Ik wil dat dit kind onafhankelijk is van andere mensen - - - .25
45. Dit kind vraagt voortdurend mijn aandacht (ambivalent) - - .46 -
46. Dit kind en ik hebben plezier met elkaar (veilig) .69 - - -
47. Dit kind laat duidelijk aan mij zien hoe hij/zij zich voelt. (veilig) .71 - - -
48. Dit kind heeft veel bevestiging nodig van mij. (ambivalent) - - .61 -
49. Dit kind weigert naar mij te luisteren (gedesorganiseerd) - 69 - -
50. Ik kan dit kind gemakkelijk troosten (veilig) .66 - - -
51. Dit kind kan niet zonder mij spelen. (ambivalent) - - .56 -
52. Dit kind geeft mij advies over hoe ik dingen moet aanpakken (gedesorganiseerd)
- .27 - -
53. Als dit kind minder angstig was, dan zou ik meer tijd over hebben voor andere kinderen of werkzaamheden (ambivalent)
- - .59 -
54. Dit kind geeft aan wat hij/zij nodig heeft. (veilig) .67 - - -
55. Dit kind houdt voortdurend in de gaten waar ik ben (ambivalent) - - .64 -
18
57. Zelfs als dit kind zich hard stoot, speelt het kind gewoon door (vermijdend)
- - . .35
58. Dit kind vraagt om hulp, maar is ontevreden over wat ik bied. (ambivalent)
- .28 -
59. Als dit kind zelf aan het spelen is, komt dit kind af en toe bij mij terug om wat te vragen of te laten zien. (veilig)
.67 - - -
60. Dit kind is jaloers als ik aandacht geef aan iemand anders (ambivalent)
- - .43 -
61. Dit kind vraagt mij om hulp als dat nodig is en laat zich door mij helpen (veilig)
.64 - - -
62. Af en toe krijg ik geen contact met dit kind. Het kind staart dan voor zich uit. (gedesorganiseerd)
.18 - -
63. Dit kind claimt mij (ambivalent) - - .53 -
64. Ik ben gelukkig als ik samen met dit kind ben (veilig) .58 - - -
65. Ik raak overspoeld door heftige gevoelens als ik met dit kind ben (gedesorganiseerd)
- .41 - -
66. Dit kind rent op nieuwe dingen af, zonder eerst bij mij te checken (vermijdend)
- - - -.04
Er zijn 15 items uit de pilotversie verwijderd op basis van een te lage factorlading <.30 (Stevens, 2012). Daarnaast had 1 item een zeer laag gemiddelde voor zowel makkelijke als moeilijke kinderen (< 2), waardoor dit item ook is verwijderd.
Betrouwbaarheid
Aan de hand van Cronbachs Alpha (α) is de interne consistentie van de definitieve 4
subschalen van de ARI-PCP berekend. Op drie subschalen was de interne consistentie goed (Van Yperen, 1995); veilig (α=.92), ambivalent (α=.86) en gedesorganiseerd (α=.92). Op de subschaal vermijdend (α=.73) was de interne consistentie voldoende.
Convergente Validiteit: ARI-PCP en de SDQ
Voor het bepalen van de convergente validiteit is gekeken naar de correlaties tussen de subschalen op de ARI-PCP en de subschalen op de SDQ. In tabel 2 is te zien dat alle
19 correlaties significant zijn, en dat de correlaties medium tot sterk zijn. Veilige gehechtheid tussen kind en professional correleert positief met pro-sociaal gedrag van het kind, en negatief met totaal probleemgedrag en de andere subschalen van probleemgedrag. De drie typen onveilige gehechtheid tussen kind en professional laten een omgekeerd patroon zien, waarbij hogere scores op de ARI-PCP positief correleren met totaal probleemgedrag en de subschalen van probleemgedrag bij het kind, en negatief met pro-sociaal gedrag.
Tabel 2
Correlaties tussen de Subschalen van de ARI-PCP en de Subschalen van de SDQ
Veilig Pro-sociaal Gedrag Totaal probleemge drag Emotionele problemen Problemen met leeftijdsgenoten Hyperactiviteit Gedragsproblemen .60** -.56** -.32** -.49** -.39** -.41** Vermijdend -.42** .46** .31** .43** .28** .34** Ambivalent -.35** .54** .52* .49** .28** .35** Gedesorgani seerd -.58** .77** .28* .42** .62** .81** Noot. N=561. *p <.05. **p < .01.
Convergente validiteit: ARI-PCP en de RQ
Voor het bepalen van de convergente validiteit is er, naast samenhang met de SDQ, ook gekeken naar de samenhang tussen de ARI-PCP en de Relationship Questionnaire (RQ). De resultaten hiervan zijn te zien in tabel 3. De somscore van veilige gehechtheid op de ARI-PCP was significant positief gecorreleerd met een veilige relatiestijl en significant negatief gecorreleerd aan een afwijzende stijl van de pedagogisch medewerker op de RQ.
Vermijdende gehechtheid op de ARI-PCP was significant positief gecorreleerd aan een afwijzende relatiestijl op de RQ. De somscores op ambivalente en gedesorganiseerde
20 gehechtheid op de ARI-PCP waren significant positief gecorreleerd aan een gepreoccupeerde relatiestijl van de pedagogisch medewerker op de RQ, en gedesorganiseerde gehechtheid was ook significant positief gecorreleerd aan een angstige en afwijzende relatiestijl van de
pedagogisch medewerker op de RQ. De correlaties zijn telkens zwak (rond de .10). Tabel 3
Correlaties tussen Subschalen van de ARI-PCP en Relatiestijlen van de RQ
Noot. N=452. *p <.05. **p < .01.
Convergente validiteit: ARI-PCP en Mind-mindedness
In tabel 4 zijn de correlaties te zien tussen de subschalen van de ARI-PCP en het percentage positieve en negatieve Mind-mindedness. Veilige gehechtheid is positief gecorreleerd aan het positieve Mind-mindedness van de professional. De drie typen van onveilige gehechtheid zijn juist negatief gecorreleerd aan positieve Mind-mindedness. Voor het percentage negatieve Mind-mindedness is, zoals verwacht, een tegenovergesteld patroon te zien. De drie typen van onveilige gehechtheid zijn positief gecorreleerd aan negatieve Mind-mindedness van de professional, terwijl veilige gehechtheid negatief correleert aan negatieve Mind-mindedness.
Stijl A veilig Stijl B angstig Stijl C gepreoccupeerd Stijl D afwijzend Veilig .12* -.06 -.04 -.13** Vermijdend -.07 .09 .03 .12* Ambivalent -.02 .04 .13** .03 Gedesorganiseerd -.07 .09* .11* .10*
21 Tabel 4
Correlaties tussen Subschalen van de ARI-PCP en Mind-mindedness.
Noot. N= 82. *p <.05. **p < .01.
Divergente validiteit: ARI-PCP en de Sociale wenselijkheidsschaal
Divergente validiteit werd bepaald aan de hand van de Sociale wenselijkheidsschaal. In de huidige studie werden negatieve correlaties gevonden tussen sociale wenselijkheid van de pedagogisch medewerker en vermijdende gehechtheid, r(452) = -.110. p < .01, ambivalente gehechtheid, r(452) = -.125. p < .01 en gedesorganiseerde gehechtheid, r(452) = -.110 p < .05. Sociale wenselijkheid van de professional hing positief samen met veilige gehechtheid tussen professional en kind, zij het zwak, r(452) = .125 p < .01. Echter, alle correlaties liggen rond de .10 en zijn dus zwak.
Discussie
In deze masterthesis is onderzoek gedaan naar de betrouwbaarheid en validiteit van de Attachment Relationship Inventory – Professional Caregiver Perspective, waarmee wordt beoogd inzicht te geven in de kwaliteit van gehechtheidsrelaties tussen kinderen en professionals in de kinderopvang. Een exploratieve factoranalyse resulteerde in een instrument met 50 items, waarbij veilige, vermijdende, ambivalente en gedesorganiseerde gehechtheid als factoren worden onderscheiden. De veilige subschaal bevat 17 items, de
Veilig % Positieve Mind-mindedness % Negatieve Mind-mindedness .51** -.32** Vermijdend -.41** .23* Ambivalent -.38** .36** Gedesorganiseerd -.40** .53**
22 vermijdende subschaal bevat 8 items, de ambivalente subschaal bevat 12 items en de
gedesorganiseerde subschaal bevat 13 items. De ARI-PCP is een voldoende betrouwbaar meetinstrument om de kwaliteit van gehechtheidsrelaties tussen kinderen en pedagogisch medewerkers in de kinderopvang te meten. Daarnaast vond de huidige studie steun voor de convergente validiteit voor de ARI-PCP. Zo werden associaties gevonden tussen de ARI-PCP en psychosociale problematiek van kinderen en tussen de ARI-PCP en Mind-mindedness. Er werden zwakke associaties gevonden tussen de ARI-PCP en de relatiestijl van de
pedagogisch medewerkers op de Relationships Questionnaire. Divergente validiteit werd bevestigd door een zwakke samenhang van de ARI-PCP en de Sociale Wenselijkheidsschaal.
Zoals eerder benoemd, is de interne consistentie van de subschalen veilig, ambivalent en gedesorganiseerd hoog (>.80) (Van Yperen, 1995). Op de vermijdende subschaal is de interne consistentie lager (.73), maar alsnog voldoende. Opvallend in de huidige studie was dat items van de subschaal vermijdend relatief lage factorladingen hadden, waardoor items van deze schaal uit de pilotversie verwijderd moesten worden. Om een redelijk aantal items in de subschaal voor vermijdend te behouden, is er voor gekozen om items met een
factorlading lager dan <.30, maar passend bij de kenmerken van vermijdende gehechtheid, zoals beschreven door Bowlby (1969) en Ainsworth (1978) toch mee te nemen in deze subschaal. Zo werden de items ‘Als ik afscheid moet nemen van dit kind, dan is het kind daar onverschillig over’ en ‘Ik vind het moeilijk om te zien of dit kind iets leuk vindt’met een factorlading van respectievelijk .25 en .21, alsnog meegenomen in de subschaal vermijdend.
Een andere bevinding uit deze studie, is de verwachte samenhang tussen de ARI-PCP en de SDQ. Er werd een samenhang gevonden tussen de gehechtheidsstijlen zoals gemeten op de ARI-PCP en de subschalen van de SDQ van probleemgedrag en pro-sociaal gedrag. Veilige gehechtheid hing positief samen met pro-sociaal gedrag van het kind, terwijl de drie onveilige typen van gehechtheid juist een negatieve samenhang hadden met pro-sociaal
23 gedrag. Onveilige gehechtheid hing daarentegen positief samen met probleemgedrag van het kind, terwijl veilige gehechtheid juist negatief samenhing met probleemgedrag. Huidige resultaten zijn in lijn met eerder onderzoek, waarin naar voren komt dat veilige gehechtheid samenhangt met gezondere relaties en een positieve sociaal emotionele ontwikkeling (Bowlby, 1969). Onveilige gehechtheid hangt juist samen met een grotere kans op
internaliserende en externaliserende problematiek (Colonnesi et al., 2011). Deze resultaten ondersteunen de convergente validiteit van de ARI-PCP.
De gehechtheidsstijlen van de pedagogisch medewerkers op de RQ en de somscores op de subschalen van de ARI-PCP vertoonden relatief weinig samenhang met elkaar. Wel was er een patroon te zien van positieve correlaties tussen veilige gehechtheid van het kind en een veilige relatiestijl van de pedagogisch medewerker, en een negatieve correlatie tussen onveilige gehechtheid van het kind en een gepreoccupeerde en afwijzende relatiestijl van de pedagogisch medewerker. Correlaties die significant waren, waren zwak (rond de .10). Eerder onderzoek naar gehechtheidsrelaties heeft enkel een samenhang gevonden met gehechtheidsstijl van de ouder (Verhage et al., 2016). Bowlby (1969) benoemde al dat
kinderen relaties aangaan met secundaire gehechtheidsfiguren, maar dat de ouder als primaire gehechtheidsfiguur de belangrijkste basis vormt voor de gehechtheid van het kind. Hierdoor is een zwakke samenhang tussen de gehechtheidsstijl van de pedagogisch medewerker en de gehechtheidsstijl van kinderen in de kinderopvang niet opmerkelijk.
Zoals verwacht in de hypotheses, werd ook ondersteuning gevonden voor de
convergente validiteit van de ARI-PCP met het mind-minded beschrijven van het kind door de pedagogisch medewerker. Uit eerder onderzoek komt naar voren dat positieve Mind-mindedness van de opvoeder samenhangt met veilige gehechtheid van het kind (Meins et al., 2012). In het huidige onderzoek had positieve Mind-Mindedness van de professional over het
24 kind, ook een positieve samenhang met veilige gehechtheid tussen professional en kind, wat bijdraagt aan de convergente validiteit van de ARI-PCP.
Tot slot werd ondersteuning gevonden voor de divergente validiteit van de ARI-PCP. Sociale wenselijkheid van de pedagogisch medewerker hing positief samen met een veilige gehechtheidsrelatie en negatief met onveilige gehechtheidsrelaties. De correlaties waren echter allemaal zwak (rond de .10), waardoor de divergente validiteit van de ARI-PCP alsnog kan worden bevestigd.
Hoewel de huidige studie veelbelovende resultaten oplevert over de validiteit van de ARI-PCP, moeten de resultaten in het licht van een aantal beperkingen worden bekeken. Ten eerste heeft huidig onderzoek zich alleen gericht op kinderen waarmee pedagogisch
medewerkers een makkelijke en/of moeilijke relatie hadden. Generalisatie van de huidige resultaten naar contexten buiten de reguliere kinderopvang, zoals kinderen uit (sub)klinische groepen is hierdoor beperkt. Ten tweede is meer onderzoek naar de psychometrische
kwaliteiten van de ARI-PCP nodig, waaronder het onderzoeken van de concurrente validiteit. Aangezien de ARI-PCP de kwaliteit van de gehechtheidsrelaties tussen professionals en kinderen meet, is vergelijking met een instrument wat hetzelfde construct meet nodig. Hiervoor zou de Emotional Availability Scales (EAS; Biringen, 2008) gebruikt kunnen worden. De EAS meet de kwaliteit tussen opvoeder en kind, aan de hand van sensitiviteit en responsiviteit. Er wordt niet alleen gekeken naar de sensitiviteit van de opvoeder, maar de reactie van het kind wordt ook meegenomen in de beoordeling. Samenhang tussen de ARI-PCP en de EAS zou ondersteuning geven aan de concurrente validiteit.
Naast de concurrente validiteit is er vervolgonderzoek nodig naar de predictieve validiteit van de ARI-PCP. Met de predictieve validiteit kan inzicht worden verkregen in de voorspellende waarde van de ARI-PCP. Gehechtheidsrelaties zoals gemeten met de ARI-PCP moeten worden teruggezien in gedragingen van het kind. Inzicht in de predictieve validiteit
25 kan verkregen worden met de Attachment Q-sort (Ainsworth, Blehar, Waters & Wall, 1978), waarmee op basis van observaties de gehechtheid van het kind wordt gemeten.
Ten derde is in dit onderzoek geen rekening gehouden met het aantal dagen dat kinderen op de kinderdagopvang doorbrengen. Eerder onderzoek heeft aangetoond dat de hoeveelheid tijd die met kinderen wordt doorgebracht niet alleen bij ouders, maar ook tussen professionals kinderen in de kinderopvang een voorspeller is voor veilige gehechtheid (Goossens & Van Ijzendoorn, 1995). In vervolgonderzoek zou gekeken moeten worden naar het aantal dagen dat het kind doorbrengt op de kinderdagopvang, om een vertekend beeld van de resultaten van de ARI-PCP uit te sluiten.
Al met al zijn de eerste resultaten over de betrouwbaarheid en validiteit van de ARI-PCP veelbelovend. Wanneer vervolgonderzoek verdere ondersteuning geeft voor validiteit van de ARI-PCP, kan het instrument een mooie bijdrage leveren aan inzicht in de kwaliteit van gehechtheidsrelaties in de kinderopvang. Met dit inzicht kan waar nodig worden gewerkt aan het herstellen van onveilige gehechtheidsrelaties van kinderen in de kinderopvang, waarmee bijgedragen wordt aan een positieve ontwikkeling van kinderen.
26 Literatuur
Ahnert, L., Pinquart, M., & Lamb, M. E. (2006). Security of children's relationships with nonparental care providers: A meta‐ analysis. Child Development, 77, 664-679. doi:10.1111/j.1467-8624.2006.00896.x
Ainsworth, M. D. S. (1978). The Bowlby-Ainsworth attachment theory. Behavioral and Brain Sciences, 1, 436-438. doi:10.1017/S0140525X00075828
Ainsworth, M. D. S., Blehar, M. C., Waters, E., & Wall, S. (1978). Patterns of attachment: A psychological study of the strange situation. Hillsdale, Michigan: Erlbaum.
Bartholomew, K., & Horowitz, L. M. (1991). Attachment styles among young adults: a test of a four-category model. Journal of Personality and Social Psychology, 61, 226. doi:10.1991-33075-001
Biringen, Z. (2008). The emotional availability (EA) scales and the emotional attachment & emotional availability (EA2) clinical screener: Infancy/early childhood version; middle childhood/youth versions; therapist/interventionist manual; couple relationship manual (4th ed.) Boulder:emotionalavailability.com
Bowlby, J. (1969). Attachment and loss (volume I): Attachment. In Attachment and loss: volume I: attachment (pp. 1-401). London, Verenigd Koninkrijk: The Hogarth Press and the Institute of Psycho-Analysis.
Bowlby, J. (1973). Attachment and loss: Vol. 2. Separation: Anxiety and anger. New York, NY: Basic Books.
Bowlby, R. (2007). Babies and toddlers in non-parental daycare can avoid stress and anxiety if they develop a lasting secondary attachment bond with one carer who is
consistently accessible to them, Attachment and Human Development, 9, 307–319. http://dx.doi.org/10.1080/14616730701711516
27 Colonnesi, C., Draijer, E. M., Jan J. M., Stams, G., Van der Bruggen, C. O., Bögels, S. M., &
Noom, M. J. (2011). The relation between insecure attachment and child anxiety: A meta-analytic review. Journal of Clinical Child & Adolescent Psychology, 40, 630-645. doi:10.1080/15374416.2011.581623
Cornell, T., & Hamrin, V. (2008). Clinical interventions for children with attachment problems. Journal of Child and Adolescent Psychiatric Nursing, 21, 35–47. doi: 10.1111/j.1744-6171.2008.00127.x
Crowne, D. P., & Marlowe, D. (1960). A new scale of social desirability independent of psychopathology. Journal of Consulting Psychology, 24, 349.
doi:10.1037/h0047358
Elfer, P. (2006). Exploring children’s expressions of attachment in nursery. European Early Childhood Education Research Journal, 14, 129–141. doi:10.1080/
13502930285209931
Faul, F., Erdfelder, E., Lang, A. G., & Buchner, A. (2007). G* Power 3: A flexible statistical power analysis program for the social, behavioral, and biomedical sciences. Behavior Research Methods, 39, 175-191. doi:10.3758/BF03193146
Fearon, R. P., Bakermans‐ Kranenburg, M. J., Van IJzendoorn, M. H., Lapsley, A. M., & Roisman, G. I. (2010). The significance of insecure attachment and disorganization in the development of children’s externalizing behavior: a meta‐ analytic study. Child Development, 81, 435-456. doi:10.1111/j.1467-8624.2009.01405.x
Field, A. (2009). Discovering Statistics using SPSS (and sex and drugs and rock ‘n roll). Los Angeles, California: SAGE publications.
Goodman, R. (2001). Psychometric properties of the strengths and difficulties questionnaire. Journal of the American Academy of Child & Adolescent Psychiatry, 40, 1337-1345. doi:10.1097/00004583-200111000-00015
28 Goossens, F. A., & van IJzendoorn, M. H. (1990). Quality of infants’ attachment to
professional caregivers: Relations to infant-parent attachment and day-care characteristics. Child Development, 61, 832–837. doi: 10.1111/j.1467-8624.1990.tb02825.x
Goos, M. J. A., Weenink, N. J., Stams, G. J. J. M., Colonnesi, C., Meijer, A. M., &
Rodenburg, H. R. (2013). The relation between insecure attachment and depression in children and adolescents: A meta-analysis. Manuscript submitted for publication. Goossens, F. A., & Melhuish, E. C. (1996). On the ecological validity of measuring the
sensitivity of professional caregivers: The laboratory versus the nursery. European Journal of Psychology of Education, 11, 169 – 176. doi:10.1007/BF03172722 Groh, A. M., Fearon, R. M., IJzendoorn, M. H., Bakermans‐ Kranenburg, M. J., & Roisman,
G. I. (2017). Attachment in the early life course: Meta-analytic evidence for its role in socioemotional development. Child Development Perspectives, 11, 70-76. doi: 10.1111/cdep.12213
Heale, R., & Twycross, A. (2015). Validity and reliability in quantitative studies. Evidence-Based Nursing, 18, 66-67. doi:10.1136/eb-2015-102129
Howes, C. (1999). Attachment relationships in the context of multiple caregivers. In J. Cassidy, & P. R. Shaver (Eds.), Handbook of Attachment: Theory, Research, and Clinical Applications (pp. 671–687). New York, NY: Guilford
Kaiser, H. F. (1958) The varimax criterion for analytic rotation in factor analysis. Psychometrika, 23, 187-200. doi:10.1007/BF02289233
Main, M., & Solomon, J. (1990). Procedures for identifying infants as
disorganized/disoriented during the Ainsworth Strange Situation. In M. T. Greenberg (Red). Attachment in the preschool years: theory, research, and intervention (pp. 121-160). Chicago, Verenigde Staten: The University of Chicago Press
29 Meins, E., & Fernyhough, C. (2015). Mind-mindedness coding manual, Version 2.2.
Unpublished manuscript. University of York, York, UK.
Meins, E., & Fernyhough, C. (1999). Linguistic acquisitional style and mentalising development: The role of maternal mind-mindedness. Cognitive Development, 14, 363-380. doi:10.1016/S0885-2014(99)00010-6
Meins, E., Fernyhough, C., Fradley, E., & Tuckey, M. (2001). 1726 Child Development Rethinking maternal sensitivity: Mothers’ comments on infants’ mental processes predict security of attachment at 12 months. Journal of Child Psychology and Psychiatry, 42, 637–648. doi:10.1017/S0021963001007302
Meins, E., Fernyhough, C., de Rosnay, M., Arnott, B., Leekam, S. R., & Turner, M. (2012). Mind‐ mindedness as a multidimensional construct: Appropriate and nonattuned mind‐ related comments independently predict infant–mother attachment in a socially
diverse sample. Infancy, 17, 393-415. doi:10.1111/j.1532-7078.2011.00087.x
Nederlands Jeugdinstituut (2019). Cijfers over Jeugd en Opvoeding, Kinderopvang. Verkregen van https://www.nji.nl/nl/Databank/Cijfers-over-Jeugd-en-Opvoeding/Overzicht-van-het-jeugdstelsel-Kinderopvang
Parke, R. D., Roisman, G. I., & Rose, A. J. (2019). Social development. Verenigde Staten: John Wiley & Sons.
Spruit, A., Colonnesi, C., Uittenbogaard, R., Willems, L., Wissink, I., & Noom M. (2019).
Handleiding Attachment Relationship Inventory- Caregiver Perception 2-5 years.
Spruit, A. & Meesters, C. (2018). Relationships Questionnaire – Nederlandse versie voor
volwassenen. Amsterdam: Universiteit van Amsterdam
Spruit, A., Wissink, I., Noom, M. J., Colonnesi, C., Polderman, N., Willems, L., ... & Stams, G. J. J. (2018). Internal structure and reliability of the Attachment Insecurity
30 Screening Inventory (AISI) for children age 6 to 12. BMC Psychiatry, 18, 30. doi: 10.1186/s12888-018-1608-z
Stevens, J. P. (2012) Applied Multivariate Statistics for the Social Sciences. 5th ed. London: Routledge.
Strahan, R. F. (2007). Regarding some short forms of the marlowe-crown social desirability scale. Psychological Reports, 100, 483-488. doi:10.2466/pr0.100.2.483-488
Thompson, B. (2004). Exploratory and confirmatory factor analysis: Understanding concepts and applications. Washington, DC: American Psychological Association
Van Widenfelt, B. M., Goedhart, A. W., Treffers, P. D., & Goodman, R. (2003). Dutch version of the Strengths and Difficulties Questionnaire (SDQ). European Child &
Adolescent Psychiatry, 12, 281-289. doi:10.1007/s00787-003-0341-3
Verhage, M. L., Schuengel, C., Madigan, S., Fearon, R. M., Oosterman, M., Cassibba, R., ... & van IJzendoorn, M. H. (2016). Narrowing the transmission gap: A synthesis of three decades of research on intergenerational transmission of
attachment. Psychological Bulletin, 142, 337. doi:10.1037/bul0000038
Waters, E. (1995). Appendix A: The attachment Q-set (version 3.0). In Monographs of the Society for Research in Child Development (pp. 234-246).
Waters, E., & Deane, K. (1985). Defining and assessing individual differences in attachment relationships: Q-methodology and the organization of behavior in infancy and early childhood. Monographs of the Society for Research in Child Development, 50, 41– 65. doi:10.2307/3333826
Wissink, I. B., Colonnesi, C., Stams, G. J. J. M., Hoeve, M., Asscher, J. J., Noom, M. J., ... & Kellaert-Knol, M. G. (2016). Validity and reliability of the attachment insecurity screening inventory (AISI) 2–5 years. Child Indicators Research, 9, 533-550. doi: 10.1007/s12187-015-9322-6
31
Wolff, M. D., Bakel, H. V., Juffer, F., Dekker-van der Sande, F., Sterkenburg, P. S., & Thoomes-Vreugdenhil, A. (2014). Richtlijn Problematische gehechtheid voor jeugdhulp en jeugdbescherming. Verkregen van: https://richtlijnenjeugdhulp.nl/wp-content/uploads/2015/04/onderbouwing_problematische_gehechtheid.pdf
Yperen, T. A. van (1995). Het gebruik van instrumenten. Registratie in de jeugdzorg. Utrecht, Nederland: NIZW.
Zeegers, M. A. J., & Colonnesi, C. (2016). Protocol Interview Mind-mindedness. Amsterdam: Universiteit van Amsterdam
