De Effecten van Coachstijl op Voorspellers van Verstoord
Eetgedrag bij Lichte Roeiers
Marita N. Kipperman Universiteit van Amsterdam
Master These Marita Kipperman Datum: 22-12-2016
Studentnummer: 10886494
Afstudeerrichting: Sport- en Prestatie Psychologie UVA Begeleider: Karin de Bruin
Abstract
De huidige studie onderzocht de invloed van coachstijl op voorspellers van verstoord eetgedrag bij lichte roeiers. Deelnemers waren 114 lichte roeiers die uitkwamen in de Nederlandse
competitie, onder wie 64 mannen (Mleeftijd = 20.5, SD = 1.69) en 50 vrouwen (Mleeftijd = 20.7, SD
= 1.36). Deelnemers werden gerandomiseerd toegewezen aan een opbouwende- of afbrekende coachstijlconditie. Na het beluisteren van het coachstijlfragment werd een vragenlijst afgenomen, met de factoren angst voor vet, bulimia, drang naar gespierdheid, drang naar dunheid, zorgen over het uiterlijk, dieetintenties, lichaamsontevredenheid en zelfvertrouwen. In lijn met de verwachting vond een hoofdeffect van geslacht plaats. Vrouwen scoorden hoger op vrijwel alle factoren, mannen scoorden enkel hoger op drang naar gespierdheid en zelfvertrouwen. De coachstijlconditie had enkel effect bij de vrouwelijke roeiers, geen effect trad op bij de mannen. De lichte roeisters in de afbrekende conditie hadden ten opzichte van de opbouwende conditie significant hogere scores op angst voor vet, drang naar dunheid, drang naar gespierdheid,
lichaamsontevredenheid en zorgen over het uiterlijk. Alle effectgroottes waren medium tot groot. Exploratieve analyses worden besproken en geven de resultaten meer betekenis en urgentie. Dit onderzoek laat zien dat de coachstijl een invloed kan uitoefenen op voorspellers van verstoord eetgedrag bij vrouwelijke roeiers. Vervolgonderzoek dient zich te richten op zowel het
Inleiding
Sporters worden vaak gezien als mensen met een voorbeeldfunctie binnen de
samenleving. Ze bewegen veel, leven ogenschijnlijk gezond en zien er fit uit. Echter, niet elke sporter is zo gezond als hij op het eerste gezicht lijkt. Zo blijken sporters een hoger risico te lopen op het ontwikkelen van een eetstoornis, dan de algemene populatie (Sundgot-Borgen & Torstveit, 2004). De term eetstoornis vertegenwoordigt een spectrum van verstoringen van het lichaamsbeeld en verschillende problematische attitudes en gedragingen (American Psychiatric Association, 2013). Stoornissen die binnen dit spectrum vallen, zijn te herkennen aan
symptomen als verstoord eetgedrag en het pathologisch controleren van het gewicht (American Psychiatric Association, 2013).
De gerapporteerde prevalentie van eetstoornissen onder sporters varieert sterk,
afhankelijk van zowel het niveau van de sporter als het geslacht. Voor vrouwelijke universitaire sporters wordt gerapporteerd dat 25.5% symptomatisch is en 2% een eetstoornis heeft. Bij topsporters ligt het percentage vrouwen wat voldoet aan de DSM-IV eisen voor een eetstoornis aanzienlijk hoger, met 20% (Greenleaf, Petrie, Carter, & Reel, 2009; Sundgot-Borgen &
Torstveit, 2004). Bij mannen worden steevast lagere percentages gerapporteerd. Toch geldt ook hier dat de percentages bij sporters hoger blijken te zijn dan onder de algemene populatie (Sundgot-Borgen & Torstveit, 2004).
Personen die deelnemen aan bepaalde typen sport, waar het gewicht of het uiterlijk extra van belang is, lopen een hoger risico op het ontwikkelen van een eetstoornis. Dit is het geval binnen esthetische sporten zoals turnen; sporten waarbij een lager gewicht een prestatievoordeel geeft, zoals atletiek; en gewichtsklassesporten, zoals judo en roeien (Sundgot-Borgen, 1994; Sundgot-Borgen & Torstveit, 2004). Roeien is binnen deze laatste groep uniek in de zin dat er
enkel twee klassen zijn: de lichtgewichten en de zwaargewichten ofwel de open klasse. Concreet betekent dit dat enkel de lichtgewichten aan een gewichtsklassesport deelnemen. De
zwaargewichten vallen buiten deze risicogroep. Binnen het roeien is een duidelijk verschil in prevalentie van verstoord eetgedrag gevonden tussen de twee klassen. In onderzoek van Terry en Waite (1996) bleek onder lichte roeiers 19% van de vrouwen en 13% van de mannen abnormaal hoog te scoren op verstoorde gewichts- en eetattitudes, tegenover 0% van de zwaargewichten.
Aangezien verstoord eetgedrag een zeer brede term is, wordt in onderzoek vaak gekeken naar concrete voorspellers. Een belangrijke voorspeller is de angst voor vet (Gleaves,
Williamson, Eberenz, Sebastian, & Barker, 1995; Goldfarb, Dykens, & Gerrard, 1985;
Habermas, 1996). Angst voor vet wordt gekarakteriseerd door zowel een angst voor lichaamsvet, als een angst om in gewicht aan te komen (Goldfarb et al., 1985). Voorspellers die een verstoring van het lichaamsbeeld duiden, zijn lichaamsontevredenheid (Bucchianeri et al., 2016) en zorgen over het uiterlijk (Reed, Thompson, Brannick, & Sacco, 1991). Daarnaast zijn er ook
voorspellers van verstoord eetgedrag die onder problematische attitudes en gedragingen vallen, zoals bijvoorbeeld het dieetgedrag of de dieetintenties (Martz, Sturgis, & Gustafson, 1996). Hierbij vindt onderzoek een verschil tussen mannen en vrouwen. Waar vrouwelijke sporters voornamelijk een drang om slank te zijn vertonen (Garner, 1991), scoren mannelijke sporters hoger op een drang naar gespierdheid (McCreary & Sasse, 2000). Tot slot wordt verstoord eetgedrag ook voorspeld door meer algemene elementen van de mentale gesteldheid, zoals het zelfvertrouwen (Berry & Howe, 2000; Granillo, Jones-Rodriguez, & Carvajal, 2005).
Naast de eerder genoemde karakteristieken van sport, speelt ook de coach een belangrijke rol in verstoord eetgedrag bij de sporter (Sherman, Thompson, Dehass, & Wilfert, 2005). De coachstijl is te definiëren aan de hand van een aantal elementen, waarmee de coach zijn
informatie overbrengt op de sporter. Dit omvat zowel het klimaat dat hij creëert als gedragingen die hij vertoont. Zo is er een positieve samenhang tussen een ego-klimaat, waarbij de focus ligt op het beter presteren dan anderen, en verstoord eetgedrag (de Bruin, Bakker, & Oudejans, 2009). Een coachgedraging, gerelateerd aan verstoord eetgedrag, is bijvoorbeeld het uit handen nemen van keuzes bij de sporter, waardoor een externe locus van controle ontstaat (McMahon, Penney, & Dinan-Thompson, 2012). Ook autoritair coachgedrag als het sterk monitoren van het gewicht en gebruik maken van disciplinaire macht vertoont een vergelijkbare positieve
samenhang (Scoffier, Paquet, & d'Arripe-Longueville, 2010). Algemeen gezien vertoont een coach-sporter relatie die gekenmerkt wordt door meer conflict en minder steun, een positieve samenhang met verstoord eetgedrag bij de sporter (Shanmugam, Jowett, & Meyer, 2013).
De zojuist besproken verbanden zijn echter enkel van correlationele aard. Recentelijk is meer aandacht ontstaan voor een causale relatie, waarbij de coachstijl invloed uitoefent op verstoord eetgedrag bij sporters. Muscat en Long (2008) interviewden ex-sporters die
retrospectief meldden dat hun coach een grote rol speelde binnen hun eetproblematiek. Hierbij vonden Muscat en Long dat kritische opmerkingen van de coach jegens het gewicht van de sporter genoemd werden als trigger of zelfs als oorzaak van verstoord eetgedrag en
eetstoornissen. Daarnaast blijkt uit onderzoek van Kerr, Berman en De Souza (2006) dat sporters last hebben van een gebrek aan begrip vanuit de coach. Coaches verliezen vaak uit het oog dat hun idee van het ideale sporterslichaam niet voor iedereen is weggelegd. De coach blijft de sporter stimuleren dit ideaalbeeld te bereiken, zelfs wanneer dit de gezondheid van de sporter doet afnemen. In het onderzoek van Kerr et al. werd gewichtsverlies gestimuleerd, zowel door afvallen expliciet aan te moedigen, als door subtiele impliciete opmerkingen jegens het gewicht of uiterlijk. Deze kwalitatieve onderzoeken leveren een grote bijdrage aan het inzicht in
eetproblematiek bij sporters. Echter, met het gebruik van retrospectieve data vormen ze geen harde ondersteuning van een causaal verband. De daarvoor benodigde experimentele
onderzoeken blijken binnen dit thema nog nauwelijks beschikbaar.
Biesecker en Martz (1999) hebben een eerste aanzet gegeven tot deze lijn van onderzoek. Zij onderzochten wat de invloed was van een positief- of negatief coachstijlfragment op een aantal voorspellers van verstoord eetgedrag. De resultaten van dit onderzoek waren veelzeggend. Zowel mannen als vrouwen die het negatieve coachstijlfragment hadden beluisterd, vertoonden verhoogde zorgen over het uiterlijk, meer angst voor vet en meer dieetintenties. Maar, zoals Biesecker en Martz zelf ook aangaven, waren er een aantal sterke tekortkomingen aan de gebruikte methode. Zo waren de proefpersonen studenten die zich moesten inbeelden dat ze sporters waren, in plaats van daadwerkelijke sporters. Ook de gebruikte coachstijlfragmenten vertoonden een duidelijk gebrek. De gebruikte teksten waren enkel gebaseerd op interviews met sporters, waarin zij hun persoonlijke ervaringen met coaches deelden. Hierbij ontbrak de
koppeling met eerdere onderzoeken. Zo werd in de teksten niet tot nauwelijks gebruik gemaakt van coachstijlen en -gedragingen die in eerdere onderzoeken samenhang bleken te hebben met verstoord eetgedrag of voorspellers daarvan. In het huidige onderzoek werd voortgebouwd op de resultaten en methode van Biesecker en Martz met verbetering van de zojuist genoemde punten. Het doel hiervan was om de kennis over de invloed van coachstijl op verstoord eetgedrag bij sporters sterker te ondersteunen en uit te breiden.
In het huidige onderzoek werd onderzocht wat de invloed was van een opbouwende- of afbrekende coachstijl op voorspellers van verstoord eetgedrag, bij mannelijke en vrouwelijke lichte roeiers. Deze voorspellers waren de factoren angst voor vet, bulimia, drang naar gespierdheid, drang naar dunheid, zorgen over het uiterlijk, dieetintenties,
lichaamsontevredenheid en zelfvertrouwen. In navolging van eerder onderzoek was de eerste hypothese een hoofdeffect van geslacht, waarbij verwacht werd dat vrouwen hoger zouden scoren dan mannen op alle onderzochte factoren, behalve drang naar gespierdheid en
zelfvertrouwen (Engeln, Sladek, & Waldron, 2013; Sundgot-Borgen & Torstveit, 2004; Terry & Waite, 1996). Voor drang naar gespierdheid en zelfvertrouwen was de verwachting dat mannen hoger zouden scoren dan vrouwen (Klomsten, Skaalvik, & Espnes, 2004; McCreary & Sasse, 2000). De tweede hypothese betrof een hoofdeffect van de conditie. In navolging van het experiment van Biesecker en Martz (1999) werd verwacht dat de coachstijl een positief effect had op voorspellers van verstoord eetgedrag. Hoewel niet alle onderzochte factoren overeen kwamen met het originele onderzoek, was de verwachting dat het horen van het afbrekende coachstijlfragment tot een hogere score zou leiden op alle voorspellers behalve zelfvertrouwen. Voor zelfvertrouwen, wat een negatieve samenhang heeft met verstoord eetgedrag (Berry & Howe, 2000; Granillo et al., 2005), werd na het afbrekende coachstijlfragment een lagere score verwacht. Tot slot werd exploratief gekeken naar na-effecten, twee weken na de manipulatie. Hierbij werd slechts een drietal factoren meegenomen; drang naar dunheid, bulimia en lichaamsontevredenheid. Deze nameting werd voornamelijk om ethische redenen uitgevoerd. Van de desbetreffende factoren waren normscores beschikbaar, waarmee gekeken kon worden hoe de steekproef zich verhield tot een normale populatie. Voor deelnemers die uitzonderlijk hoog scoorden op de risicofactoren kon voorzien worden in nazorg. De resultaten van de nameting werden enkel exploratief geanalyseerd, hier zijn geen hypothesen over opgesteld.
Methode Deelnemers
roeicompetitie, binnen de lichte wedstrijdsectie. Er hebben 64 lichte mannen deelgenomen (Mleeftijd = 20.5, SD = 1.69), die maximaal 72.5 kg mochten wegen, met als ploeggemiddelde 70
kg. Er hebben 50 lichte vrouwen deelgenomen (Mleeftijd = 20.7, SD = 1.36), voor wie gold dat zij
maximaal 59 kg mochten wegen, met als ploeggemiddelde 57 kg. De sporters kwamen van 14 verschillende studentenroeiverenigingen. Gemiddeld namen de sporters 1.4 jaren (SD = .8) deel aan het lichte wedstrijdroeien. De gemiddelde leeftijd dat deelnemers waren begonnen met roeien, eventueel buiten de lichte wedstrijdsectie, lag op M = 18.5 (SD = 2.5).
Onderzoeksdesign
Het huidige onderzoek bekeek de invloed van een afbrekende of opbouwende coachstijl op verstoord eetgedrag bij lichte roeiers. Hiervoor werd gebruik gemaakt van een experimenteel 2 x 2 mixed design (conditie x geslacht). Er waren twee meetmomenten; direct na de manipulatie en twee weken later.
Om te controleren voor de vaste coach die de roeiers op het moment van afname hadden, zijn de deelnemers per ploeg gerandomiseerd. Hierdoor werd elke ploeg gelijkmatig over de twee coachstijlcondities verdeeld. De afbrekende conditie omvatte 33 mannen en 25 vrouwen, de opbouwende conditie 31 mannen en 25 vrouwen.
Procedure
De dataverzameling vond plaats tijdens het wedstrijdseizoen, waarin gemiddeld elke twee weken een wedstrijdweekend plaatsvindt. Hierbij moet op zowel de zaterdag als de zondag ingewogen worden. Deelnemers werden geworven via hun coaches, waarna de roeiers zelf gevraagd werden of ze deel wilden nemen aan het onderzoek. Tegenover deelname stond geen vergoeding. De afname vond plaats op verschillende locaties in Nederland, maar telkens in een stille afgezonderde ruimte met aanwezigheid van de onderzoeker.
Voor aanvang van het onderzoek kregen de deelnemers een toestemmingsformulier, waarmee toestemming werd gevraagd tot het gebruiken van de data. Na ondertekening van het toestemmingsformulier, namen de deelnemers plaats aan de tafels waar een tweetal vragenlijsten en telefoons met de geluidsfragmenten klaar lagen. Allereerst werd de vragenlijst met de
nulmeting en demografische vragen ingevuld. Hierna luisterde de helft van de deelnemers het opbouwende coachstijlfragment en de andere helft het afbrekende coachstijlfragment. Wanneer het fragment geheel afgeluisterd was, werd de vragenlijst nameting ingevuld. Tot slot vond een debriefing plaats, wanneer de gehele groep klaar was met de nameting. Hierbij werd benadrukt dat de coachstijlfragmenten willekeurig verdeeld waren en geen relatie hadden tot de werkelijke situatie van de sporter. Aan het eind van deze debriefing werd ook gevraagd of de deelnemers akkoord gingen met de follow-up meting, waarvoor nog een toestemmingsformulier ondertekend diende te worden. Dit toestemmingsformulier bevatte een extra clausule, die de onderzoeker toestemming verleende contact op te nemen met de sporter in het geval van extreme resultaten. Het gehele onderzoek nam 30 tot 40 minuten in beslag.
De follow-up meting vond twee weken na de manipulatie plaats. Deze bestond uit een online vragenlijst die per e-mail werd opgestuurd. De data van de follow-up meting werd zo gecodeerd dat deze op het eerste gezicht anoniem was, maar bij een extreme waarde wel tot de persoon te herleiden was. Na het afronden van deze vragenlijst werd de sporter gevraagd of hij interesse had in de uitkomsten van het onderzoek. Bij een extreme score op de follow-up meting is dit teruggekoppeld aan de sporter, in combinatie met de contactgegevens van een hulpverlener waar de sporter eventueel mee in gesprek zou kunnen gaan.
Materiaal
Coachstijlfragmenten. Het opbouwende en afbrekende coachstijlfragment zijn gemaakt door middel van een vooronderzoek. In navolging van de besproken literatuur, bestond het afbrekende fragment uit het neerzetten van een ego-georiënteerd klimaat, gericht op de prestatie, met een autoritaire coachstijl waarbij de coach zijn macht over de sporter gebruikt om op
controlerende wijze maatregelen op te leggen. Het opbouwende fragment werd gekarakteriseerd door een tegengestelde stijl, waarbij een taak-klimaat gecombineerd werd met een warme, democratische manier van coachen, waarbij de controle over de situatie bij de sporter blijft. De zinnen waarin deze elementen gepresenteerd werd, zijn eerst getest door ze afzonderlijk voor te leggen aan een aantal ex-roeiers. Zij moesten aangeven of ze de zin opbouwend of afbrekend vonden overkomen. De zinnen die volgens verwachting gecategoriseerd werden, zijn opgenomen in de tekst voor de geluidsfragmenten. De geluidsfragmenten zijn ingesproken door een
mannelijke hockeycoach die tevens een documentaire gemaakt heeft, waardoor hij ervaring had met het inspreken van teksten.
Als laatste controle zijn de geluidsfragmenten beoordeeld door een aantal buitenlanders die de Nederlandse taal niet beheersen. Hen werd gevraagd hoe positief of negatief zij de spreker vonden klinken, om een effect van de toon te kunnen uitsluiten. Hier werd unaniem aangegeven dat geen van de fragmenten meer positief of negatief klonk, het afbrekende fragment werd enkel als meer meelevend bestempeld door twee luisteraars. De volledige tekst van beide
coachstijlfragmenten is toegevoegd in Bijlage A.
Vragenlijst Nulmeting. Deze vragenlijst bestond uit een aantal demografische vragen en een controlevraag. De demografische vragen omvatten de leeftijd, het geslacht, de roei-ervaring, het geslacht van de coach, ervaring onder de huidige coach, de lengte, het huidige gewicht en het
gewicht waarop de roeier moest inwegen. De controlevraag luidde “Hoe sta je tegenover eten?” en werd beantwoord op een 5-punts Likert schaal, die liep van 1 (heel ontspannen) tot 5 (heel
gespannen).
Cognitive Behavioral Dieting Scale (CBDS). De CBDS (Martz et al., 1996) is een vragenlijst die dieetgedrag en bijbehorende gedachten meet over de “afgelopen twee weken”. Voor het huidige onderzoek is de CBDS aangepast naar de “komende twee weken”, zoals in het onderzoek van Biesecker & Martz (1999). De schaal bestaat uit 14 items, die beantwoord worden op een 5-punts Likert schaal, die loopt van 1 (nooit) tot 5 (altijd). Een voorbeelditem is “Ik ga plannen wat ik op een dag mag eten”.De vragenlijst is naar het Nederlands vertaald door middel van de terugvertaal methode. De Engelse aangepaste vragenlijst laadt op één factor en heeft een zeer goede interne betrouwbaarheid met Crohnbach’s alpha (α = .95) (Biesecker & Martz, 1999). De vertaalde vragenlijst had in het huidige onderzoek eveneens een zeer goede betrouwbaarheid (α = .90).
Goldfarb Fear of Fat Scale (GFFS). De GFFS is een snelle en betrouwbare schaal die de angst voor vet meet (Goldfarb, et al., 1985). De schaal bestaat uit 10 items, die beantwoord worden op een 4-punts Likert schaal, die loopt van 1 (zeer onwaar) tot 4 (zeer waar). Een voorbeeld van een item uit de vragenlijst die de angst om in gewicht aan te komen karakteriseert is “Ik heb het gevoel dat al mijn energie naar het controleren van mijn gewicht gaat”. Een item karakteristiek voor de angst voor lichaamsvet is “Mijn grootste angst is om dik te worden”. De originele vragenlijst is in onderzoek zowel valide als betrouwbaar gebleken (Goldfarb et al., 1985). In een recent onderzoek binnen de sport bleek een zeer goede Cronbach’s alpha (α = .90) voor de interne betrouwbaarheid (Cook et al., 2013). Voor het huidige onderzoek is de
vragenlijst naar het Nederlands vertaald door middel van de terugvertaal methode. De schaal had in het huidige onderzoek een voldoende betrouwbaarheid (α = .77).
Rosenberg Self-Esteem Scale (RSES). Zelfvertrouwen werd gemeten met een Nederlandse vertaling door Franck, De Raedt, Barbez en Rosseel (2008) van de RSES (Rosenberg, 1989). De schaal bestaat uit 10 items, die beantwoord worden met een 4-punts Likert schaal, die loop van 1 (sterk mee oneens) tot 4 (sterk mee eens). Een voorbeelditem is “Over het algemeen ben ik tevreden met mezelf”. De schaal heeft een goede betrouwbaarheid gedemonstreerd in een ander sportgericht onderzoek, met een Cronbach’s alpha (α = .85) (De Bruin, Woertman, Bakker, & Oudejans, 2009). De schaal had in het huidige onderzoek een goede betrouwbaarheid (α = .87).
Physical Appearance State and Trait Anxiety Scale (PASTAS). De PASTAS (Reed et al., 1991) meet de huidige en algemene stress die het individu ervaart omtrent gewicht- en niet gerelateerde lichaamsdelen. De vragenlijst bestaat uit 16 items, waarvan 8 gewicht-gerelateerd en 8 niet gewicht-gewicht-gerelateerd. Gewicht-gewicht-gerelateerde lichaamsdelen worden beïnvloed door het aankomen of verliezen van gewicht, zoals de buik. Een voorbeelditem van deze
subschaal is “Op dit moment voel ik me angstig, gespannen, of nerveus over mijn dijen”. Niet gewicht-gerelateerde lichaamsdelen worden hier niet of nauwelijks door beïnvloed, zoals de ogen. Een voorbeelditem van deze subschaal is “Op dit moment voel ik me angstig, gespannen, of nerveus over mijn polsen”. De items worden beantwoord op een 5-punts Likert schaal, die loopt van 1 (helemaal niet) tot 5 (heel erg). Voor het huidige onderzoek wordt slechts de huidige stress gemeten, dus de state-variant, met een Nederlandse adaptatie van de vragenlijst. Deze vertaling is gemaakt door middel van de terugvertaal methode. De originele vragenlijst heeft een
goede interne betrouwbaarheid laten zien (α = .88) (Thompson, 1990). De gewicht-gerelateerde subschaal had in het huidige onderzoek een zeer goede betrouwbaarheid (α = .91).
Eating Disorder Inventory 2 (EDI-2). Drie subschalen van de officiële Nederlandse vertaling van de EDI-2 (Garner, 1991) door Van Strien en Ouwens (2003) worden gebruikt. Dit zijn de schalen Drive for Thinness, Body Dissatisfaction en Bulimia. De vragenlijst bestaat uit 23 items die beantwoord worden op een 6-punts Likert schaal, die loopt van 1 (nooit) tot 6 (altijd). De subschaal Drive for Thinness, bestaande uit zeven items, meet de drang naar dunheid die iemand ervaart. Een voorbeelditem is “Ik denk erover om te gaan lijnen”. Deze subschaal laat bij beide geslachten een goede interne betrouwbaarheid zien, bij mannen (α = .85) en bij vrouwen (α = .87) (Spillane, Boerner, Anderson, & Smith, 2004). De subschaal had in het huidige onderzoek een zeer goede betrouwbaarheid bij mannen (α = .88) en bij vrouwen (α = .93). De subschaal
Body Dissatisfaction, bestaande uit negen items, meet de lichaamsontevredenheid die de persoon
ervaart. Een voorbeelditem is “Ik vind mijn heupen te breed”. De interne betrouwbaarheid van deze subschaal is goed bij zowel mannen (α = .83) als bij vrouwen (α = .93) (Spillane et al., 2004). De subschaal had in het huidige onderzoek een goede interne betrouwbaarheid bij mannen (α = .82) en bij vrouwen (α = .87). De subschaal Bulimia meet de neiging tot overeten en het opwekken van braken. Een voorbeelditem is “Ik prop mezelf vol met eten”. Deze subschaal heeft een lagere interne betrouwbaarheid laten zien, voornamelijk bij mannen (α = .63). Bij vrouwen is de interne betrouwbaarheid van de subschaal Bulimia voldoende (α = .74) (Spillane et al., 2004). De subschaal had in het huidige onderzoek een matige betrouwbaarheid bij mannen (α = .69) en een goede betrouwbaarheid bij vrouwen (α = .86).
Drive for Muscularity Scale (DMS). De DMS (McCreary & Sasse, 2000) werd gebruikt om de drang te naar gespierdheid te meten, alsmede gedrag om spieren te ontwikkelen zoals
krachttraining en het drinken van eiwitshakes. De DMS bestaat uit 15 items die beantwoord worden op een 6-punts Likert schaal, lopend van 1 (nooit) tot 6 (altijd). Een voorbeelditem is “Ik wou dat ik meer gespierd was”. De DMS heeft een goede interne betrouwbaarheid laten zien, bij zowel mannen (α = .84) als vrouwen (α = .78) (McCreary & Sasse, 2000). De schaal had in het huidige onderzoek een goede betrouwbaarheid bij de mannen (α = .93) en de vrouwen (α = .82).
Zowel de DMS als de EDI-2 vertonen overlap met de CBDS en de GFFS. Door de CBDS en GFFS te gebruiken is vergelijking met het originele onderzoek van Biesecker & Martz (1999) mogelijk gemaakt. De EDI-2 is tegenwoordig echter meer gebruikelijk en door het toevoegen van de DMS met zijn gerichtheid op gespierdheid en krachttraining werd de vragenlijst beter geschikt voor zowel mannen als vrouwen in de roeisport. Om deze redenen is besloten deze vragenlijsten naast elkaar te gebruiken.
Manipulatiecheck. De vragenlijst werd afgesloten met een tweetal controlevragen. De eerste vraag luidde “Hoe vond je het geluidsfragment overkomen?” en had twee antwoordopties. De opties waren “Opbouwend (positief)” en “Afbrekend (negatief)”. De tweede vraag luidde “Hoe geloofwaardig vond je het geluidsfragment?” en werd beantwoord op een 5-punts Likert schaal die liep van 1 (geheel niet) tot 5 (geheel wel).
Resultaten Voorbereidende Analyses
Van de 114 deelnemers aan de directe nameting hebben 103 de follow-up vragenlijst ingevuld, een respons van 90.4%. De betrouwbaarheden van de gebruikte schalen zijn bekeken door middel van diverse factoranalyses. De resultaten hiervan werden weergegeven in de methodesectie.
In Tabel 1 worden de gemiddelde scores per geslacht en conditie weergegeven op de factoren zelfvertrouwen (RSES), drang naar gespierdheid (DMS), lichaamsontevredenheid (BD), drang naar dunheid (DT), bulimia (BU), dieetintenties (CBDS), angst (GFFS) en zorgen over het uiterlijk (PASTAS). Daarnaast zijn twee controlevariabelen toegevoegd, body mass index (BMI) en de gemiddelde score op de controlevraag; de spanning omtrent eten (SOE).
Omdat de verschillende ploegen een eigen vaste coach hadden, bestond de mogelijkheid dat binnen ploegen nesting plaatsvond. Resultaten van een multilevel analyse lieten zien dat dit niet het geval was. Voor de uitwerking hiervan, zie Bijlage B. In de verdere analyses is geen rekening meer gehouden met de mogelijkheid van nesting. De normaliteit werd getest met een Kolmogorov-Smirnov test, deze liet zien dat de scores significant niet-normaal verdeeld waren. Hierna is besloten tot een Non-Parametrische test; een Kruskal-Wallis test met Mann-Whitney post-hoc tests.
Tabel 1
Gemiddelde Scores (Standaarddeviatie) op Voorspellers van Verstoord Eetgedrag
Mannen Vrouwen
Opbouwend Afbrekend Opbouwend Afbrekend
RSES 3.34 (.42) 3.25 (.44) 3.03 (.42) 2.88 (.46) DMS 2.62 (.71) 2.56 (.61) 2.03 (.64) 2.36 (.58) BD 2.11 (.62) 2.30 (.74) 2.54 (.77) 3.20 (.90) DT 2.30 (.84) 2.25 (.94) 2.70 (.87) 3.32 (1.03) BU 2.06 (.52) 1.89 (.54) 2.15 (.67) 2.39 (.77) CBDS 2.53 (.65) 2.65 (.79) 2.84 (.68) 3.10 (.68) GFFS 1.86 (.43) 2.02 (.54) 1.96 (.42) 2.35 (.37) PASTAS 0.45 (.47) 0.63 (.61) 0.62 (.50) 1.50 (.88) BMI 20.72 (1.02) 21.03 (.97) 19.51 (1.14) 19.75 (1.01) SOE 2.35 (1.17) 2.30 (1.24) 2.40 (1.08) 2.80 (.96)
Noot. RSES = Rosenberg Self-Esteem Scale; DMS = Drive for Muscularity Scale; BD = Body Dissatisfaction; DT = Drive for Thinness; BU = Bulimia; CBDS = Cognitive Behavioral Dieting Scale; GFFS = GoldFarb Fear of Fat Scale; PASTAS = Physical Appearance State and Trait Anxiety Scale; BMI = body mass index; SOE = spanning omtrent eten.
Effecten van Geslacht en Conditie
Uit een Kruskal-Wallis test bleek dat de 2 x 2 (conditie x geslacht) groepen significant van elkaar verschillen op RSES (H(3) = 16.55, p < .01), DMS (H(3) = 13.90, p < .01), BD (H(3) = 23.43, p < .001), DT (H(3) = 19.10, p < .001), CBDS (H(3) = 9.01, p < .05), GFFS (H(3) = 16.74, p < .01), en PASTAS (H(3) = 27.33, p < .001). Er was geen significant verschil tussen de groepen op BU.
Deze test werd opgevolgd door drie Mann – Whitney tests om de specifieke effecten te bekijken. Hierbij is een Bonferroni correctie toegepast, omdat er drie post-hoc tests gedaan werden zijn alle effecten gerapporteerd met een .0167 significantieniveau.
De eerste post-hoc test analyseerde het effect van de coachstijlconditie bij de lichte mannen. De coachstijlconditie bleek geen significante effecten te hebben op mannelijke lichte roeiers.
De tweede post-hoc test is gedaan om het effect van de conditie op vrouwelijke lichte roeiers te analyseren. Hier bleek een significant effect van conditie op een aantal variabelen. De vrouwen in de afbrekende conditie hadden ten opzichte van de opbouwende conditie hogere scores op DMS (U = 197, r = -.32), BD (U = 186, r = -.35), DT (U = 194, r = -.33), GFFS (U = 160, r = -.42) en PASTAS (U = 130, r = -.50). De conditie had bij de vrouwen geen significant effect op RSES en CBDS.
De derde en laatste post-hoc test heeft het effect van geslacht bekeken over de gehele groep, dus zonder onderscheid te maken in conditie. Hier bleek dat mannen in vergelijking tot vrouwen significant hoger scoren op DMS (U = 1053, r = -.29) en RSES (U = 919, r = -.37), en significant lager op BD (U = 869, r = -.39), DT (U = 915, r = -.37), BU (U = 1215, r = -.20), CBDS (U = 1117, r = -.26), GFFS (U = 1142, r = -.25) PASTAS (U = 974, r = -.34).
Deze resultaten geven gedeeltelijke ondersteuning aan de gestelde hypothesen. De eerste hypothese wordt bevestigd, vrouwen scoorden hoger op voorspellers van verstoord eetgedrag dan mannen. Er blijkt een invloed te zijn van de coachstijl op een aantal voorspellers van
verstoord eetgedrag bij vrouwelijke lichte roeisters; drang naar gespierdheid, drang naar dunheid, lichaamsontevredenheid, angst voor vet en zorgen over het uiterlijk. Een dergelijk effect bleek niet op te treden bij mannelijke lichte roeiers.
Exploratieve Analyses
De eerste set exploratieve analyses betroffen de nulmeting, de ervaren spanning omtrent eten (SOE). Omdat in de hoofdanalyse een covariaat niet mogelijk was, is ter controle een
MANCOVA uitgevoerd om te kijken in hoeverre hier resultaten uit komen die verschillen van de hoofdanalyse. Gezien bij de hoofdanalyse enkel een effect optrad bij de vrouwelijke roeisters, is deze analyse enkel uitgevoerd voor de vrouwelijke groep. De spanning omtrent eten bleek significant samen te hangen met de uitkomstvariabelen, F(8,40) = 3.286, p < .01. Wanneer niet gecontroleerd voor SOE had het coachstijlfragment geen significante invloed op DMS, F(1,48) = 3.556, p > .05, gecontroleerd voor SOE was deze invloed wel significant, F(1,47) = 1.632, p < .05. Bij de variabele DT was een omgekeerd effect, niet gecontroleerd was er wel een
significante invloed van het coachstijlfragment op DT, F(1,48) = 5.408, p < .05. Wanneer gecontroleerd werd voor SOE werd dit effect niet-significant, F(1,47) = 2.110, p > .05.
De follow-up effecten zijn per groep bekeken, door middel van de Wilcoxon Sign-Rank test. De mannen in beide coachstijlcondities lieten geen significant verschillende scores op de directe nameting en de follow-upmeting zien. Voor de mannen was er dus geen follow-up effect. De vrouwen in de afbrekende coachstijlconditie lieten ook geen significante verschilscores zien op de directe nameting en de follow-up meting. Enkel bij de vrouwen in de opbouwende
coachstijlconditie werd een significant verschil gevonden. Bij de follow-up meting waren de scores op de variabele bulimia significant lager dan bij de directe nameting (Z = -2.346, p = 0.019). De mediaan van de directe nameting was 2.29, bij de follow-up meting lag deze op 2. Op de andere variabelen, de lichaamsontevredenheid en de drang naar dunheid, scoorden zij net als de andere groepen niet significant verschillend.
Tot slot zijn een tweetal exploratieve analyses uitgevoerd met betrekking tot de geloofwaardigheid van het coachstijlfragment. In deze analyses zijn enkel de proefpersonen meegenomen die een juiste inschatting hadden gemaakt welk coachstijlfragment zij hadden gehoord. Eerst is door middel van MANCOVA getest of de geloofwaardigheid een invloed uitoefende als covariaat. De geloofwaardigheid van het geluid bleek niet significant samen te hangen met de uitkomstvariabelen, F(8,102) = .355, p > .05. Ten tweede is gekeken of de
gemiddelde geloofwaardigheid van de twee fragmenten verschillend was. Deze gemiddelden zijn vergeleken door middel van een independent t-test. Gemiddeld gezien werd een hogere
geloofwaardigheid toegekend aan het opbouwende fragment (M = 3.39, SD = 1.11) dan het afbrekende fragment (M = 3.13, SD = 1.10). Dit verschil was echter niet significant t(98) = 1.183, p > .05, daarnaast is het een klein effect van r = .12.
Discussie
Bij aanvang van dit onderzoek naar de invloed van coachstijl op voorspellers van verstoord eetgedrag bij lichte roeiers zijn een aantal hypothesen opgesteld. De eerste hypothese was dat een hoofdeffect van geslacht zou optreden, waarbij vrouwen hoger zouden scoren dan mannen op angst voor vet, bulimia, drang naar dunheid, zorgen over het uiterlijk, dieetintenties en lichaamsontevredenheid, en lager op drang naar gespierdheid en zelfvertrouwen. De tweede verwachting betrof een hoofdeffect van de conditie, waarbij deelnemers aan de afbrekende
coachstijlconditie hoger zouden scoren dan deelnemers aan de opbouwende coachstijlconditie voor alle zojuist genoemde factoren, behalve zelfvertrouwen, waar een lagere score verwacht werd. De resultaten boden ondersteuning aan de eerste hypothese en gedeeltelijk aan de tweede hypothese. De coachstijl bleek effect te hebben bij de vrouwelijke roeiers, maar niet bij de mannelijke roeiers.
Geheel in lijn met de eerste hypothese bleken vrouwen hoger dan mannen te scoren op de verschillende voorspellers van verstoord eetgedrag. Mannen lieten enkel een hogere drang naar gespierdheid zien. Dit is in navolging van eerdere resultaten, waarin steevast hogere scores van verstoorde gewichts- en eetattituden worden gevonden bij vrouwen dan bij mannen (Engeln et al., 2013; Sundgot-Borgen & Torstveit, 2004; Terry & Waite, 1996). Drang naar gespierdheid is hierin een uitzondering, wat te wijten is aan een verschil in schoonheidsidealen tussen mannen en vrouwen (McCreary & Sasse, 2000).
In tegenstelling tot de eerste hypothese werd voor de tweede hypothese, die betrekking had op het effect van coachstijl, slechts gedeeltelijke ondersteuning gevonden. In het huidige onderzoek bleek de coachstijl enkel effect te hebben bij vrouwelijke roeiers. Een verklaring hiervoor kan zijn dat vrouwelijke lichte roeiers toch in grotere mate een risicogroep zijn dan hun mannelijke tegenhangers. Waar bij vrouwen steevast een sterk verschil wordt gevonden in scores van verstoord eetgedrag tussen lichte en zware roeisters, is dit verschil bij mannen vaak kleiner en soms geheel afwezig (Stoutjesdyk & Jevne, 1993; Terry & Waite, 1996). Wellicht was de gebruikte manipulatie hierdoor niet sterk genoeg om bij mannen een effect te veroorzaken. Bij controle door niet-Nederlandstaligen bleek dat bij het afbrekende coachstijlfragment meer
medeleven in de toon doorklonk. Wellicht heeft dit de effecten afgezwakt. Een tweede verklaring voor de afwezigheid van een effect bij mannen is van methodologische aard. Het is mogelijk dat
de coachstijl wel een effect heeft bij mannen, maar dat dit niet terug te vinden is met de gebruikte schalen. Deze zijn overwegend gemaakt om te testen bij vrouwen. Ze zijn
voornamelijk gevalideerd bij vrouwen en laten vaak ook lagere betrouwbaarheden zien binnen mannelijke populaties (Goldfarb et al., 1985; Martz et al., 1995; Reed et al., 1991; Spillane et al., 2004). Om aan dit probleem tegemoet te komen werd ook de drang naar gespierdheid gemeten, met de DMS; een schaal die met name gevoelig is voor scores van mannen (McCreary & Sasse, 2000). Echter, na afname bleek ook deze schaal niet geheel geschikt te zijn. Veel mannelijke proefpersonen gaven aan dat de geldende gewichtsrestricties het ontwikkelen van meer spiermassa onmogelijk maakt. Dit maakte de vragenlijst lastig in te vullen, omdat hun eigen verlangens niet pasten binnen het kader van de sport. Om goed te kunnen meten bij mannen die deelnemen aan gewichtsklassesporten zouden wellicht nieuwe, geschiktere vragenlijsten
gecreëerd kunnen worden.
In tegenstelling tot de mannen trad bij de vrouwen wel een effect van de coachstijl op. De vrouwen in de afbrekende coachstijlconditie scoorden significant hoger op angst voor vet, drang naar gespierdheid, drang naar dunheid, lichaamsontevredenheid en zorgen over het uiterlijk dan de vrouwen in de opbouwende conditie. Er was geen effect van de coachstijlconditie op
zelfvertrouwen en de dieetintenties. Zelfvertrouwen was in dit onderzoek meegenomen omdat het als deel van de algemene mentale gesteldheid samenhang vertoont met verstoord eetgedrag (Berry & Howe, 2000; Granillo et al., 2005). Zelfvertrouwen is echter een vrij robuust concept, zeker zoals gemeten met de RSES (Rosenberg, 1989). Wellicht is het te robuust om door een dergelijke manipulatie direct beïnvloed te worden. Met een longitudinaal veldonderzoek zou gekeken kunnen worden of op lange termijn wel een samenhang zichtbaar wordt tussen de coachstijl en het zelfvertrouwen. Waarom de coachstijl bij de vrouwen geen invloed heeft op het
dieetgedrag is minder duidelijk, dit werd wel gevonden door Biesecker en Martz (1999). Mogelijk ligt dit verschil aan methodologische verschillen tussen het toenmalige en het huidige onderzoek. Waar in het originele onderzoek studenten zich konden verplaatsen in een compleet fictieve situatie, hadden de sporters in het huidige onderzoek ook met een reële situatie te maken. Afname vond plaats in het seizoen, waarbij de roeiers elke twee weken moeten inwegen. Dit brengt sterke dieetintenties met zich mee, gerelateerd aan het gewicht dat de sporter nog kwijt moet raken. Wellicht was het om deze reden moeilijker voor de huidige proefpersonen om hun eigen situatie los te laten en zich te verplaatsen in het geluidsfragment. Het zou dan ook
interessant zijn om de nu gebruikte methode toe te passen buiten het seizoen en te zien of de manipulatie dan wel effect heeft op dieetintenties.
Ondanks het ontbreken van een effect op de twee zojuist besproken factoren, zijn de gevonden effecten van de coachstijl op voorspellers van verstoord eetgedrag bij vrouwelijke roeiers veelzeggend. De significante resultaten hadden allen een medium tot sterke effectgrootte. Deze resultaten duiden er op dat er inderdaad gevaar schuilt in de kritische opmerkingen zoals genoemd door Muscat en Long (2008), en verder onderzocht door Biesecker en Martz (1999). Waar eerder alleen retrospectief door sporters gezegd werd dat de coachstijl aanzette tot
verstoord eetgedrag, is nu gevonden dat een geluidsfragment van slechts anderhalve minuut kan aanzetten tot risicovolle gedachten en attituden bij sporters. Het lijkt aannemelijk dat langere blootstelling aan een dergelijke coaching nog groter gevaar met zich meebrengt.
De urgentie van de gevonden resultaten wordt verder ondersteund door de exploratieve analyses. In vorige onderzoeken is al meerdere malen gebleken dat onder lichte roeiers meer eetproblematiek voorkomt (Sundgot-Borgen & Torstveit, 2004; Terry & Waite, 1996). Ook in het huidig onderzoek lijkt dit weer het geval. Wanneer de scores op de follow-up meting in
ogenschouw worden genomen, is te zien dat lichte roeiers veel hoger scoren dan een
normpopulatie. Wanneer vergeleken wordt met een neutrale populatie, vrouwelijke universitaire studentes, blijkt dat 30% van de mannen en 40% van de vrouwen boven het 85e percentiel scoren. Er zijn geen normscores van mannelijke studenten beschikbaar. Gezien vrouwen gevoeliger zijn voor het ontwikkelen van een eetstoornis, is de kans groot dat de mannelijke roeiers, wanneer vergeleken met een mannelijke normpopulatie, nog hoger zouden scoren.
Een tweede exploratieve analyse betrof de geloofwaardigheid van de
coachstijlfragmenten. Volgend uit de beschikbaarheidsheuristiek wordt de geloofwaardigheid van informatie grotendeels bepaald door het gemak waarmee deze informatie uit het geheugen opgehaald kan worden (Schwarz et al., 1991). Bij de analyse kwamen twee opvallende resultaten naar voren. Allereerst bleek de geloofwaardigheid van de afzonderlijke coachstijlfragmenten geen samenhang te hebben met de uitkomstvariabelen. Daarnaast werden beide
coachstijlfragmenten als even geloofwaardig geschat door de proefpersonen, terwijl een poging was gedaan de fragmenten extreem opbouwend of afbrekend te maken. Deze gegevens
samengenomen krijgt het gevonden effect van de coachstijl bij vrouwelijke roeiers een extra, gevaarlijkere, dimensie. Deze resultaten kunnen namelijk betekenen dat sporters de afbrekende coachstijl even vaak ervaren als de opbouwende coachstijl, en zelfs wanneer de sporter deze coaching ongeloofwaardig vindt, treedt nog steeds een effect op.
De laatste opvallende exploratieve analyse betrof de follow-up meting. Hier scoorden alle groepen hetzelfde op vrijwel alle variabelen, in vergelijking met de directe nameting. Enkel de vrouwen in de opbouwende conditie scoorden lager op één voorspeller, namelijk bulimia. Dit houdt in dat de verschillen zoals gevonden tijdens de nameting in stand zijn gebleven. Wat dit precies betekent is moeilijk te zeggen. Het is mogelijk dat de follow-up meting te kort na de
nameting plaatsvond, dat de deelnemers hun antwoorden nog wisten en vergelijkbaar hebben ingevuld. Het is echter ook mogelijk dat de groepen bij aanvang van het onderzoek niet helemaal gelijk waren. Bij controle bleek dat er een verschil zat in spanning omtrent eten tussen de
vrouwelijke groepen, waarbij de vrouwen in de afbrekende coachstijlconditie hoger scoorden, al was dit verschil niet significant. Daarnaast was het BMI over beide groepen nagenoeg hetzelfde. Een andere verklaring is dat twee weken na de manipulatie nog steeds een effect plaatsvindt, wat de gevonden resultaten juist meer kracht bijzet. Bij een volgend onderzoek zou een uitgebreidere voormeting plaats moeten vinden, om meer duidelijkheid te creëren welke van deze verklaringen waarschijnlijker is.
Een volgende stap binnen het onderzoek naar het verband tussen coachstijl en verstoord eetgedrag bij sporters kan zich richten op de langetermijneffecten. Een kort geluidsfragment blijkt nu invloed uit te oefenen op vrouwelijke lichte roeiers, maar over langetermijneffecten is nog weinig bekend. Met longitudinaal veldonderzoek zou gekeken kunnen worden hoe sporters zich over langere tijd ontwikkelen wanneer ze op een bepaalde manier gecoacht worden. Daarnaast zou het huidige onderzoek gerepliceerd kunnen worden, met toevoeging van een uitgebreidere voormeting, vragenlijsten die beter aansluiten bij de situatie van de mannelijke lichte roeier en een nog neutraler ingesproken geluidsfragment.
Zoals gebleken, zijn er nog veel hiaten binnen de kennis over de invloed van coachstijl op het ontwikkelen van verstoord eetgedrag bij sporters. Maar, het huidige onderzoek onderstreept nogmaals de urgentie van het ontwikkelen van deze kennis. Vrouwelijke lichte roeiers bleken direct na een afbrekende coachstijl gehoord te hebben verhoogde scores te laten zien op verschillende voorspellers van verstoord eetgedrag. Ook lijken sporters in hun eigen leven de afbrekende en opbouwende coachstijl even vaak tegen te komen. Hiermee is het duidelijk dat de
coachstijl een causale invloed kan hebben op verstoord eetgedrag, en lijkt het waarschijnlijk dat dit in de praktijk ook het geval is. De belangrijkste stap voor vervolgonderzoek is het duidelijker in kaart brengen van zowel genderverschillen als de langetermijneffecten van bepaalde
coachstijlen. Uiteindelijk moet het doel zijn bij te dragen aan een gezonder sportmilieu, waar nu wederom is gebleken dat hier nog grote stappen in te zetten zijn.
Referentielijst
American Psychiatric Association. (2013). Diagnostic and statistical manual of mental disorders (5th ed.). Washington, DC: American Psychiatric Association.
Berry, T., & Howe, B. (2000). Risk factors for disordered eating in female university athletes.
Journal of sport behavior, 23(3), 207.
Biesecker, A. C., & Martz, D. M. (1999). Impact of coaching style on vulnerability for eating disorders: An analog study. Eating Disorders, 7(3), 235-244.
de Bruin, A. K., Bakker, F. C., & Oudejans, R. R. (2009). Achievement goal theory and disordered eating: Relationships of disordered eating with goal orientations and motivational climate in female gymnasts and dancers. Psychology of Sport and
Exercise, 10(1), 72-79.
de Bruin, A. K., Woertman, L., Bakker, F. C., & Oudejans, R. R. (2009). Weight-related sport motives and girls’ body image, weight control behaviors, and self-esteem. Sex
Roles, 60(9-10), 628-641.
Bucchianeri, M. M., Fernandes, N., Loth, K., Hannan, P. J., Eisenberg, M. E., & Neumark-Sztainer, D. (2016). Body dissatisfaction: Do associations with disordered eating and psychological well-being differ across race/ethnicity in adolescent girls and
boys? Cultural Diversity and Ethnic Minority Psychology, 22(1), 137.
Cook, B., Karr, T. M., Zunker, C., Mitchell, J. E., Thompson, R., Sherman, R., Crosby, R. D., Cao, L., Erickson, A., & Wonderlich, S. A. (2013). Primary and secondary exercise dependence in a community-based sample of road race runners. Journal of Sport &
Exercise Psychology, 35, 464-469.
correlates, and effects. Body Image, 10(3), 300-308.
Franck, E., De Raedt, R., Barbez, C., & Rosseel, Y. (2008). Psychometric properties of the Dutch Rosenberg self-esteem scale. Psychologica Belgica, 48(1).
Garner, D.M. (1991). Eating Disorder Inventory-2 manual. Odessa, FL: Psychological Assessment Resources.
Gleaves, D. H., Williamson, D. A., Eberenz, K. P., Sebastian, S. B., & Barker, S. E. (1995). Clarifying body-image disturbance: Analysis of a multidimensional model using structural modeling. Journal of Personality Assessment, 64(3), 478-493.
Goldfarb, L. A., Dykens, E. M., & Gerrard, M. (1985). The Goldfarb fear of fat scale. Journal of
Personality Assessment, 49(3), 329-332.
Greenleaf, C., Petrie, T. A., Carter, J., & Reel, J. J. (2009). Female collegiate athletes: prevalence of eating disorders and disordered eating behaviors. Journal of American College
Health, 57(5), 489-496.
Habermas, T. (1996). In defense of weight phobia as the central organizing motive in anorexia nervosa: Historical and cultural arguments for a culture-sensitive psychological
conception. International Journal of Eating Disorders, 19(4), 317-334.
Kerr, G., Berman, E., & De Souza, M. J. (2006). Disordered eating in women's gymnastics: Perspectives of athletes, coaches, parents, and judges. Journal of Applied Sport
Psychology, 18(1), 28-43.
Klomsten, A. T., Skaalvik, E. M., & Espnes, G. A. (2004). Physical self-concept and sports: Do gender differences still exist? Sex roles, 50(1-2), 119-127.
Martz, D. M., Sturgis, E. T., & Gustafson, S. B. (1996). Development and preliminary validation of the cognitive behavioral dieting scale. International Journal of Eating
Disorders, 19(3), 297-309.
McCreary, D. R., & Sasse, D. K. (2000). An exploration of the drive for muscularity in adolescent boys and girls. Journal of American College Health, 48(6), 297-304.
McMahon, J., Penney, D., & Dinan-Thompson, M. (2012). ‘Body practices—exposure and effect of a sporting culture? Stories from three Australian swimmers. Sport, education and
society, 17(2), 181-206.
Muscat, A. C., & Long, B. C. (2008). Critical comments about body shape and weight: Disordered eating of female athletes and sport participants. Journal of Applied Sport
Psychology, 20(1), 1-24.
Reed, D. L., Thompson, J. K., Brannick, M. T., & Sacco, W. P. (1991). Development and validation of the physical appearance state and trait anxiety scale (PASTAS). Journal of
Anxiety Disorders, 5(4), 323-332.
Rosenberg, M. (1989). Society and the adolescent self-image (Rev. ed.). Middletown, CT: Wesleyan University Press.
Schwarz, N., Bless, H., Strack, F., Klumpp, G., Rittenauer-Schatka, H., & Simons, A. (1991). Ease of retrieval as information: Another look at the availability heuristic. Journal of
Personality and Social psychology, 61(2), 195.
Scoffier, S., Paquet, Y., & d'Arripe-Longueville, F. (2010). Effect of locus of control on disordered eating in athletes: The mediational role of self-regulation of eating attitudes. Eating behaviors, 11(3), 164-169.
Shanmugam, V., Jowett, S., & Meyer, C. (2013). Eating psychopathology amongst athletes: The importance of relationships with parents, coaches and teammates. International Journal
Sherman, R. T., Thompson, R. A., Dehass, D., & Wilfert, M. (2005). NCAA coaches survey: The role of the coach in identifying and managing athletes with disordered eating. Eating
Disorders, 13(5), 447-466.
Spillane, N. S., Boerner, L. M., Anderson, K. G., & Smith, G. T. (2004). Comparability of the Eating Disorder Inventory-2 between women and men. Assessment, 11(1), 85-93.
Stoutjesdyk, D., & Jevne, R. (1993). Eating disorders among high performance athletes. Journal
of Youth and Adolescence, 22(3), 271-282.
Sundgot-Borgen, J. (1994). Risk and trigger factors for the development of eating disorders in female elite athletes. Medicine & Science in Sports & Exercise, 26(4), 414-419.
Sundgot-Borgen, J., & Torstveit, M. K. (2004). Prevalence of eating disorders in elite athletes is higher than in the general population. Clinical Journal of Sport Medicine, 14(1), 25-32. Terry, P. C., & Waite, J. (1996). Eating attitudes and body shape perceptions among elite rowers:
effects of age, gender and weight category. Australian journal of science and medicine in
sport, 28(1), 3-6.
Thompson, J. K. ( 1990). Body-image disturbance: Assessment and treatment. Elmsford, NY: Pergamon Press.
Van Strien, T., & Ouwens, M. (2003). Validation of the Dutch EDI-2 in one clinical and two nonclinical populations. European Journal of Psychological Assessment, 19(1), 66.
Bijlage A Opbouwend Fragment
Ik maak me ernstige zorgen over de komende wedstrijden. Eén van je ploeggenoten heeft aangegeven zijn streefgewicht niet te kunnen halen, wat een probleem geeft bij het inwegen. Ik denk dat het een goed idee is als jullie onderling over de opties praten en wat jullie hierover denken. Een mogelijke oplossing zou kunnen zijn dat jij een halve kilo inlevert ten opzichte van je oude streefgewicht. Als coach denk ik dat jij het op dit moment makkelijker kwijt kunt dan je ploeggenoot, als het nodig is help ik je hier natuurlijk bij. Als je wilt, kan ik je bijvoorbeeld helpen om een dieet op te stellen, wat het je makkelijker zou kunnen maken. De keuze of je dit wilt, is geheel aan jou. Je kunt ook samen met je ploeggenoten de eetpatronen naast elkaar leggen en kijken of je elkaar kunt helpen op gewicht te komen of te blijven. Zo zou je
bijvoorbeeld samen kunnen uitrekenen hoe je nu moet gaan eten als je streefgewicht aangepast wordt. Ik heb er vertrouwen in dat je een goede manier vindt om hiermee om te gaan en
eventueel om af te vallen. Het is belangrijk dat je weet dat ik het beste voor de ploeg wil en denk dat dit de beste manier is om iedereen fit aan de start te krijgen. Ik heb er vertrouwen in dat jullie dit verder samen af kunnen, maar laat het me weten als het moeilijk is of je hulp nodig hebt. Afbrekend Fragment
Ik maak me ernstige zorgen over de komende wedstrijden. Eén van je ploeggenoten heeft aangegeven zijn streefgewicht niet te kunnen halen, wat een probleem geeft bij het inwegen. Aangezien jij nog niet echt afgetraind bent, heb ik besloten dat jouw streefgewicht een halve kilo omlaag gaat. Je moet over een week op het nieuwe gewicht zitten, wat betekent dat je direct je eetpatroon moet aanpassen. Ik wil niet dat je extra gaat crashen vlak voor de wedstrijd, maar dat je je eetpatroon definitief verandert, dit probleem wil ik niet nog eens hebben. Als je graag
genoeg wilt dat de ploeg wint, ben ik ervan overtuigd dat je wat extra afvallen hier voor over hebt. Ik heb besloten dat jij een halve kilo omlaag moet omdat je nog niet echt droog bent op dit moment. Als coach weet ik hoe een ideaal roeierslichaam eruit moet zien en jij kunt makkelijk nog wat gewicht kwijt. Ik kan dingen zien aan je lichaam die jij niet ziet, en weet hoe het eruit moet zien voor een topprestatie. Om te controleren of het de goede kant op gaat, moet je vanaf morgen voor elke training op de weegschaal gaan staan. Je moet direct beginnen en je vol inzetten om je nieuwe streefgewicht te halen. Daarom wil ik nu van je horen of je een winnaar bent en hiermee aan de slag gaat.
Bijlage B Verantwoording Multilevel Analyse
Uit een multilevel analyse bleek dat geen significante nesting optrad. Dit is het geval wanneer het verschil tussen de χ2-waardes wanneer er wel of niet geleveld wordt onder de 3.84 is. De grootste verschilwaarde werd gevonden voor CBDS (χ2 = 3.689), dit zit dus onder de grens van nesting.
Vervolgens zijn de assumpties getest voor een MANOVA. Hierbij bleek dat er geen normaalverdeling was voor de factoren RSES (D(114) = .09, p < .05), DMS (D(114) = .09, p < .05), DT (D(114) = .09, p < .05), BU (D(114) = .11, p < .01) en PASTAS (D(114) = .19, p < .01). Voor de overige variabelen gold dat ze bijna significant niet-normaal verdeeld waren; BD (D(114) = .08, p = .085), CBDS (D(114) = .08, p = .074) en GFFS (D(114) = .08, p = .085). Naar aanleiding van deze schending van de assumpties is overgegaan op een non-parametrische toets. De uiteindelijke analyse is gedaan met een Kruskal-Wallis test, met drie Mann-Whitney post-hoc-tests.
