De psychometrische evaluatie van de Nederlandse Rosenberg’s Self-Esteem Scale Kinderversie (RSESK) Aangepaste versie Ashley Kramer Universiteit van Amsterdam Studentnummer: 10381732 Datum: 04-05-2016 Begeleider: Marija Maric Aantal woorden abstract: 118 Aantal woorden: 3852
Inhoudsopgave Abstract p. 3 Inleiding p.4 Methode p.9 Data-analyse plan p.11 Resultaten p.12 Discussie p.18 Referenties p.23 Appendix 1 p. 28 Appendix 2 p. 29
Abstract In deze studie is er gekeken naar de psychometrische eigenschappen van de Nederlandse Rosenberg’s Self-Esteem Scale Kinderversie (RSESK). In totaal hebben 94 kinderen tussen de acht en twaalf jaar oud (M=10.20; SD=0.80) meegedaan aan het onderzoek. Er werd gekeken naar de normen van deze aangepaste kinderversie. Er werden geen verschillen gevonden in sekse of leeftijd op de totaalscore. De principale componentenanalyse en de confirmatieve factoranalyse lieten zien dat RSESK een twee-factormodel omvat, bestaande uit de factoren positief- en negatief zelfbeeld. Uit de betrouwbaarheidsanalyse kwam naar voren dat de RSESK beschikt over een goede interne consistentie (α=.85). Een Pearson correlatie liet een goede convergente validiteit zien (r=.74), die gemeten werd door een vergelijking met de Competentiebelevingsschaal voor Kinderen (CBSK).
Inleiding Vanaf een jonge leeftijd heeft iedereen een beeld over zichzelf, wat gevormd wordt door iemand zijn eigen mening en de mening van anderen (Kendler, Gardner & Prescott, 1998). Met het globaal zelfbeeld wordt iemand zijn evaluaties bedoeld waarbij in affectieve termen aangegeven wordt hoe diegene over zichzelf denkt (Rosenberg, 1979). Deze affectieve termen zijn de positieve of negatieve attitudes die iemand heeft over zichzelf heeft, zoals “Ik zie er goed uit”, “Ik vind mijzelf te dik” of “Ik ben een aardig persoon”. Kinderen evalueren zichzelf positiever dan adolescenten (Twenge & Campbell, 2001). Meisjes hebben over het algemeen meer negatieve evaluaties over zichzelf dan jongens (Kling, Hyde, Showers & Buswell, 1999). Positieve of negatieve evaluaties van kinderen kunnen leiden tot verschillende uitkomsten. Zo blijkt dat kinderen met een positief zelfbeeld zich meer laten horen in groepen, zich gelukkiger voelen, meer kritiek durven te geven en meer sociaal gewenst gedrag laten zien dan kinderen met een negatief zelfbeeld (Baumeister, Campbell, Krueger & Vohs, 2003). Daarentegen is het hebben van een negatief zelfbeeld bij kinderen een symptoom van meerdere klinische problematieken zoals leerstoornissen, depressiviteit, stotteren en sociale fobieën (Sowislo & Orth, 2013). Daarnaast blijkt dat er een samenhang bestaat tussen een negatief zelfbeeld en externaliserende problematiek zoals antisociaal gedrag en delinquent gedrag bij kinderen en adolescenten (Donnellan, Tresniewski, Robins, Moffitt & Caspi, 2005). In een longitudinale studie, waarbij kinderen werden gevolgd vanaf drie jaar oud tot de leeftijd van 27, bleek het hebben van een negatief zelfbeeld in de kindertijd en adolescentie voorspellend te zijn voor een slechtere mentale gezondheid, een lage sociaaleconomische status en het in aanraking komen met justitie (Tresniewski, Donnellan, Moffitt, Robins, Poulton & Caspi, 2006). Wanneer het negatieve zelfbeeld van een kind vroeg vastgesteld kan worden, kunnen
interventies tijdig ingezet worden en bovengenoemde negatieve uitkomsten voorkomen worden (Haney & Durlak, 1998). Om het globale zelfbeeld van kinderen in kaart te kunnen brengen is het van belang om een goed meetinstrument te hebben die het zelfbeeld bij kinderen meet. Eén van de meest gebruikte vragenlijsten om zelfbeeld te meten bij volwassenen is Rosenberg’s Self Esteem Scale (RSES) (Huang & Dong, 2012; Rosenberg, 1965). De RSES is een zelfrapportagevragenlijst die bestaat uit zowel vijf positieve als vijf negatieve zelfbeoordelingsitems (Rosenberg, 1965). Een voorbeelditem is “Ik ben blij met mezelf”. De items worden gescoord op een vier-puntschaal van “helemaal oneens” tot “helemaal eens”. Een groot voordeel van de RSES is dat het een zelfbeoordelingsvragenlijst is die bestaat uit slechts tien items, waardoor afname gemakkelijk is en weinig tijd in beslag neemt. De RSES gaat ervan uit dat het expliciete globale zelfbeeld, iemand zijn positieve of negatieve attitudes over zichzelf, gemeten wordt als unidimensioneel construct (Rosenberg, 1979). In tegenstelling tot de bevindingen van een unidimensioneel construct blijkt uit sommige studies dat er evidentie is voor een twee-factormodel die bestaat uit de factoren positief- en negatief zelfbeeld (Greenberger, Chen, Dmitrieva & Farruggia, 2003). Ook zijn er twee onderliggende factoren gevonden voor het construct zelfbeeld, namelijk “self-liking” en “self-competence” (Tafarodi & Miline, 2002). Bij deze benadering bestaat er enige discussie of dit daadwerkelijk een tweedimensionaal construct bevat of een gevolg is van een responsbias, waarbij volwassenen mogelijk sociaal wenselijke antwoorden geven, wat de tweedimensionaliteit kan verklaren (Greenberger, Chen, Dmitrieva & Farruggia, 2003). Vanuit de itemresponstheorie is er onderzoek gedaan naar de factorstructuur van de RSES. De itemresponstheorie is een systeem waarmee de associatie tussen een reactie van
een individu op een antwoord en het onderliggende construct wordt gemeten. Uit de meta-analyse bleek dat de RSES toch een unidimensioneel construct meet, namelijk het globale zelfbeeld (Gray-Little, Williams & Hancock, 1997). Er is meer evidentie voor een unidimensioneel construct, wat de originele meetpretentie ondersteund (McKay, Boduszek & Harvey, 2014). De RSES is afgenomen bij verschillende etnische groepen en vertaald in verschillende talen (Westaway, Jordaan & Tsai, 2015). Deze unidimensionele factorstructuur bleek hetzelfde te zijn bij verschillende vertalingen van de RSES (Huang & Dong, 2012). Naast het onderzoeken van de factorstructuur is er ook gekeken naar andere psychometrische kenmerken van de RSES bij volwassenen uit de normale populatie. Zo blijkt dat de RSES beschikt over een goede interne consistentie en test-hertest betrouwbaarheid (Robins, Tresniewski, Tracy, Gosling & Potter, 2002; Sowislo & Orth, 2013). Daarnaast is er gekeken naar de convergente validiteit van de RSES in vergelijking met verschillende vragenlijsten die zelfbeeld meten, waar verschillende correlaties uitkwamen (r=.63 tot r=.90) (Bosson, Swann & Pennebaker, 2000; Zeigler-Hill, 2010). De convergente validiteit werd daarmee als goed beoordeeld. Onderzoek van Franck, De Raedt, Barbez & Rosseel (2008) heeft gekeken naar de psychometrische kenmerken van de Nederlandse RSES bij volwassenen uit de normale populatie. Uit dit onderzoek bleek dat de Nederlandse RSES een hoge interne consistentie (α =.86) en een hoge congruente constructvaliditeit heeft. De Duitse taal heeft veel overeenkomsten met de Nederlandse taal en de cultuur is grotendeels gelijk, waardoor de Duitse versie redelijk zal overeenkomen met de Nederlandse versie (Vis & Moldenhauer, 2000). Uit een Duitse studie blijkt dat de RSES, afgenomen bij volwassenen en adolescenten met een leeftijd tussen de veertien en 93 jaar, beschikt over een goede interne consistentie (α =.88) en hoge inter-item correlaties (r >.5) (Roth, Decker, Herzberg & Brähler, 2008). In dit onderzoek zaten 11.1% van de deelnemers in de leeftijdsgroep van onder de 24 jaar. In verhouding tot de gehele groep van deelnemers is deze groep
adolescenten niet groot genoeg om uitspraak te kunnen doen over de psychometrische kenmerken van de RSES bij adolescenten. Bovenstaande onderzoeken kijken alleen naar de psychometrische kenmerken bij volwassenen. Echter is de RSES afgenomen bij 120 kinderen van tien tot vijftien jaar uit de normale populatie, waaruit bleek dat de RSES beschikte over een hoge interne consistentie, Cronbach’s α =.84 (Hagborg, 1996). Hier werd ook gekeken naar de factorstructuur, waar een één-factormodel gevonden werd die het globale zelfbeeld meet, wat de itemresponstheorie ondersteund. Deelnemers die de originele RSES invullen hebben een leesniveau nodig van een fifth grader, wat neerkomt op een leeftijd vanaf tien jaar (Rosenberg, 1965; Rosenberg, 1979). De RSES kan om deze reden nog niet afgenomen bij kinderen jonger dan tien jaar. Het is van belang om de RSES ook bij jongere kinderen te kunnen afnemen om negatieve uitkomsten van een negatief zelfbeeld zo vroeg mogelijk te voorkomen (Haney & Durlak, 1998; Sowislo & Orth, 2013; Tresniewski, Donnellan, Moffitt, Robins, Poulton & Caspi, 2006). In dit onderzoek werd de RSES aangepast in taalgebruik om Rosenberg’s Self-Esteem Scale Kinderversie (RSESK) bij kinderen vanaf acht jaar af te kunnen nemen. Buiten de bovengenoemde studie van Hagborg (1996) om is er weinig tot geen wetenschappelijk onderzoek gedaan naar de psychometrische eigenschappen van de RSES bij kinderen. Hierdoor is er niet met zekerheid te zeggen dat de RSES over de juiste psychometrische kenmerken beschikt bij kinderen. Ook is er in het onderzoek van Hagborg (1996) bij kinderen vanaf tien jaar alleen gekeken naar de factorstructuur en de interne consistentie, maar is er niet gekeken naar de convergente validiteit en de normgegevens. In huidig onderzoek werd de factorstructuur, convergente validiteit, betrouwbaarheid en normgegevens van RSESK bij kinderen van acht tot twaalf jaar onderzocht. De convergente validiteit werd onderzocht door de RSESK te vergelijken met de Competentiebelevingsschaal voor Kinderen (CBSK). De
CBSK kijkt naar een globaal gevoel van eigenwaarde, waarvan verwacht werd dat het overeenkwam met het gemeten globaal zelfbeeld van RSESK (Veerman, Straathof, Treffers, Bergh & Brink, 2004). Wat zijn de psychometrische kenmerken van de Nederlandse Rosenberg’s Self-Esteem Scale Kinderversie? Onderzoeksvraag 1: Wat zijn de normen van RSESK bij kinderen van acht tot twaalf jaar? Er wordt gekeken naar de normen, waarbij onderscheidt gemaakt zal worden tussen de seksen. Op basis van eerder onderzoek werd verwacht dat meisjes lager scoren dan jongens (Kling, Hyde, Showers & Buswell, 1999; Twenge & Campbell, 2001). Onderzoeksvraag 2: Wat is de factorstructuur van de RSESK? Op basis van de itemresponstheorie en eerdere onderzoeken werd er verwacht dat RSESK bestaat uit een één-factormodel (Gray-Little, Williams & Hancock, 1997; Huang & Dong, 2012; McKay, Boduszek & Harvey, 2014; Rosenberg, 1965). Onderzoeksvraag 3: Wat is de betrouwbaarheid van de RSESK? Er werd verwacht dat de totaalscore van de RSESK beschikt over een goede betrouwbaarheid, Cronbach’s α >.8 (Franck, De Raedt, Barbez & Rosseel, 2008; Robins, Tresniewski, Tracy, Gosling & Potter, 2002; Sowislo & Orth, 2013). Onderzoeksvraag 4: Wat is de convergente validiteit van de RSESK? Er werd verwacht dat de totaalscore van de RSESK een goede convergente validiteit zal hebben (r >.5) wanneer vergeleken met de Competentiebelevingsschaal voor Kinderen (CBSK), welke kijkt naar een globaal gevoel van eigenwaarde, op basis van bovenstaand
genoemde onderzoeken (Bosson, Swann & Pennebaker, 2000; Franck, Raedt, Barbez & Rosseel, 2008; Roth, Decker, Herzberg & Brähler, 2008; Hagborg, 1996; Veerman, Straathof, Treffers, Bergh & Brink, 2004; Zeigler-Hill, 2010). Methoden Dit onderzoek maakt deel uit van een groter onderzoek waarbij er meerdere vragenlijsten afgenomen werden bij 230 reguliere schoolkinderen van acht tot achttien jaar. De volgende vragenlijsten zijn hierbij afgenomen: RSESK (Rosenberg, 1965), CBSK (Veerman, Straathof, Treffers, Bergh & Brink, 2004), Zelfbeoordelingsvragenlijst voor kinderen (Bakker, Wieringen, Ploeg & Spielberger, 2004), Zelfbeoordelingsvragenlijst voor adolescenten (Ploeg, 2000), Screen for Child Anxiety Related Emotional Disorders (Muris, Bodden, Hale, Birmaher & Mayer, 2007), Children’s Depression Inventory (Timbremont, Braet & Roelofs, 2008) en de Implicit Association Test (Greenwald, McGhee & Schwartz, 1998). In dit onderzoek wordt er alleen verder ingegaan op de RSESK en de CBSK, waarbij de andere vragenlijsten buiten beschouwing worden gelaten. Deelnemers en Procedure Voorafgaand aan het onderzoek is er een pilotstudie uitgevoerd bij verschillende kinderen. De data van deze pilotstudie is niet meegenomen in de uiteindelijke data. Aan het onderzoek deden 94 leerlingen mee van verschillende reguliere basisscholen, waarvan 59.6% meisjes was. De basisscholen waren gelokaliseerd in Amsterdam, Leusden, Egmond aan Zee en Amersfoort. De deelnemers waren acht tot twaalf jaar oud (M=10.20; SD=0.80). Er kwamen 47 deelnemers oorspronkelijk uit Nederland, één deelnemer uit Turkije en één deelnemer uit Somalië. Van 45 deelnemers ontbraken de gegevens van hun etnische
achtergrond. Zowel de deelnemers als hun ouders hebben voorafgaand aan het onderzoek een informed consent ingevuld, waarmee zij op de hoogte werden gesteld over de procedure, het doel van het onderzoek en de vertrouwelijkheid van de gegevens. Deelnemers konden altijd stoppen met hun deelname aan het onderzoek. Er was geen sprake van een beloning. Het onderzoek is goedgekeurd door de Commissie Ethiek van de Afdeling Psychologie van de Universiteit van Amsterdam. De vragenlijsten werden klassikaal afgenomen op computers in het eigen klaslokaal van de deelnemers of een computerlokaal van de school. Voorafgaand werd er geïnstrueerd dat de deelnemers de instructies op hun computer moesten volgen. Hierbij waren twee onderzoekers aanwezig en de docent van de deelnemers om mogelijke vragen te beantwoorden. De testafname nam ongeveer drie kwartier tijd in beslag. Materialen In dit onderzoek zijn twee vragenlijsten gebruikt: Rosenberg’s Self-Esteem Scale Kinderversie (RSESK) en de Competentiebelevingsschaal voor Kinderen. RSESK is een zelfbeoordelingsvragenlijst van tien items die het globale zelfbeeld meet (Rosenberg, 1965). In dit onderzoek werd het taalgebruik van sommige items aangepast. Zo zijn de woorden ‘beslist nutteloos’ vervangen door ‘helemaal niet nuttig’ en het woord ‘mensen’ vervangen door het woord ‘kinderen’. Ook zijn de woorden ‘nu en dan’ vervangen door ‘soms’ en ‘over het geheel genomen’ door ‘meestal’. Door middel van een pilotstudie werd bekeken of kinderen deze aangepaste items begrepen. Een voorbeelditem is “Ik kan de dingen net zo goed als andere kinderen”. De items werden gescoord op een vier-puntschaal van ‘helemaal waar voor mij’ tot ‘helemaal niet waar voor mij’. Hierbij kon een minimale score van nul behaald worden en een maximale score van 30, waar een lage score een laag zelfbeeld
aantoont (Rosenberg, 1965). De originele versie van RSES beschikt over een goede betrouwbaarheid en validiteit (α >.8; r >.5). De normen zijn als onvoldoende beoordeeld door veroudering (Bosson, Swann & Pennebaker, 2000; Franck, Raedt, Barbez & Rosseel, 2008; Hagborg, 1996; Robins, Tresniewski, Tracy, Gosling & Potter, 2002; Roth, Decker, Herzberg & Brähler, 2008; Sowislo & Orth, 2013; Zeigler-Hill, 2010). De Competentiebelevingsschaal voor Kinderen (CBSK) is een zelfbeoordelingsvragenlijst die de eigen vaardigheden van een aantal levensgebieden vaststelt en een globaal gevoel van eigenwaarde beoordeeld (Nederlands Jeugd Instituut, z.j.). Deze vragenlijst is geschikt voor basisschoolkinderen van acht tot twaalf jaar. In dit onderzoek werd een aangepaste versie gebruikt, waar een aantal aanpassingen zijn gedaan die worden beschreven in een studie van Aartsma (2016). De vragenlijst bestaat uit 37 items die zijn verdeeld over zes subschalen, namelijk schoolvaardigheden, sociale acceptatie, sportieve vaardigheden, fysieke verschijning, gedragshouding en gevoel van eigenwaarde. Een voorbeeld item is “Ik ben tevreden over hoe ik eruitzie”, waarbij op een vier-puntschaal van ‘helemaal waar voor mij’ tot ‘helemaal niet waar voor mij’ antwoord gegeven in hoeverre het item van toepassing is (Nederlands Jeugd Instituut, 2016). Hierbij kan een minimale score van 37 behaald worden en een maximale score van 148, waarbij een hoge score een positief beeld reflecteert van de eigen vaardigheden. De betrouwbaarheid en begripsvaliditeit is door de COTAN als voldoende beoordeeld en de normen door veroudering als onvoldoende (Egberink, Janssen & Vermeulen, 2016). De betrouwbaarheid en convergente validiteit van deze aangepaste versie zijn als goed beoordeeld, respectievelijk α =.87; r=.74 (Aartsma, 2016). Data-analyseplan
Ten eerste is er gekeken naar mogelijke outliers en zijn er een aantal assumpties gecheckt. Er is met alle 94 deelnemers geanalyseerd. Voor onderzoeksvraag 1 is er gekeken naar de normgegevens, waarin onderscheid gemaakt wordt tussen jongens en meisjes door te kijken naar descriptives en een one-way ANOVA. Om te kijken naar de factorstructuur van RSESK uit onderzoeksvraag 2, zal een principale componenten analyse uitgevoerd worden en een confirmatieve factoranalyse. Voor onderzoeksvraag 3 werd de betrouwbaarheid onderzocht worden door te kijken naar Cronbach’s Alpha door middel van een betrouwbaarheidsanalyse. Ook zal er gekeken worden naar de convergente validiteit met de CBSK door middel van een Pearson correlation voor onderzoeksvraag 4. De confirmatieve factoranalyse werd uitgevoerd door gebruik te maken van het Rstudio. Alle andere analyses werden uitgevoerd met SPSS 23. Resultaten Assumpties Ten eerste is er gekeken naar outliers op de items van de RSESK, welke niet meer dan drie standaardafwijkingen aflagen van de gemiddelde scores, waarna alle outliers zijn meegenomen in de analyses. Ten tweede is er gekeken of de data normaal verdeeld is. Deze assumptie van multivariate normaliteit is visueel bekeken door middel van een P-P plot (Figuur 1), waar aan voldaan werd (Field, 2013, p.182). Ten derde was Bartlett’s test significant (p<.001), wat indiceert dat de correlaties tussen de items hoog genoeg waren. Als laatste is er voor de assumptie samplegrootte bij de principale componentenanalyse de Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) test uitgevoerd. Deze had een waarde van boven de .5 (KMO=.842), waarmee aan de assumptie van samplegrootte voldaan is.
Figuur 1. P-P Plot van de Nederlandse Rosenberg Self-Esteem Scale Kinderversie (RSESK). Onderzoeksvraag 1: Wat zijn de normen van RSESK bij kinderen van acht tot twaalf jaar? De totaalscores op de RSESK liepen van zes tot en met 30 (M=23.02; SD=5.10). In tabel 1 staan de normen beschreven, waar onderscheid werd gemaakt tussen zowel sekse als leeftijd. Een vergelijking tussen de totaalscores van jongens (M=23.08; SD=5.32) en meisjes (M=22.98; SD=4.98) liet geen significante verschillen zien, F(1, 75.93)= .008, p=.93.
Tabel 1
Normen RSESK
Sekse Leeftijd N MIN MAX GEM SD
Jongen 9 10 15 30 23.000 4.989 10 13 6 30 23.077 6.291 11 15 11 30 23.133 5.012 Meisje 8 1 11 11 11.000 - 9 9 21 30 25.889 3.480 10 21 16 30 23.667 3.733 11 25 8 30 21.840 5.505 Onderzoeksvraag 2: Wat is de factorstructuur van de RSESK? Principale Componenten Analyse Een principale componenten analyse met oblique rotatie werd uitgevoerd over de tien items van de RSESK. Twee factoren hadden een eigenwaarde van boven de Kaiser’s criterium van 1 (respectievelijk 4.42 en 1.20) wat overeenkwam met de observatie van de scree plot (Figuur 2). De twee factoren konden gezamenlijk 56.21% van de variantie binnen de RSESK-items verklaren. Factor 1 had een verklaarde variantie van 44.23% en factor 2 respectievelijk 11.98%.
Figuur 2. Scree plot van de principale componenten analyse van de Nederlandse Rosenberg Self-Esteem Scale, aangepaste kinderversie (RSESK). Tabel 2 laat de factorladingen na rotatie zien van de items op de twee factoren. Wanneer een factorlading >.4 is geeft dit aan dat een item een goede fit is voor een factor. Sommige items hadden zowel een goede factorlading op de factor positief zelfbeeld als op de factor negatief zelfbeeld. Er zat bij al deze items wel een verschil van >.1 tussen deze factorladingen per item, waardoor de voorkeur gegeven werd aan de hoogste factorlading van een item (Field, 2013, p.698). Op basis van de scree plot, de factorladingen en de aanbeveling van Field (2013, p.678) werd de voorkeur gegeven aan het twee-factormodel.
Tabel 2 Factorladingen van de RSESK-items (PCA, oblique rotatie) Componenten Item (#) 1 2 (4) Ik wou dat ik meer respect voor mezelf kon hebben. .806 .328 (7) Soms denk ik dat ik nergens goed voor ben. .750 .254 (9) Meestal voel ik me een stommeling. .739 .509 (2) Ik heb het gevoel dat ik niet veel heb om trots op te zijn. .698 .278 (3) Soms voel ik mij helemaal niet nuttig. .655 .473 (10) Meestal ben ik tevreden met mezelf. .429 .795 (5) Ik ben blij met mezelf. .601 .770 (6) Ik denk dat ik minstens net zoveel waard ben als andere kinderen. .351 .762 (8) Ik denk dat ik een aantal goede dingen (eigenschappen) in mij heb. .491 .707 (1) Ik kan de dingen net zo goed als andere kinderen. .127 .619 Hoogste factorlading per item vetgedrukt. Component 1 = negatief zelfbeeld (items 2, 3,4, 7 en 9); Component 2 = positief zelfbeeld (items 1, 5, 6, 8 en 10) Confirmatieve Factor Analyse De itemresponstheorie en de originele versie van de RSES suggereren dat de RSESK bestaat uit een één-factormodel. Er was een confirmatieve factoranalyse uitgevoerd om te kijken of de hypothese als waar aangenomen kon worden: RSESK meet één factor, namelijk globaal zelfbeeld. Aangezien er uit de PCA een twee-factor model naar voren kwam, werden deze twee modellen tegenover elkaar gezet om te kijken welk model het beste past,
geïllustreerd in Appendix 1 en 2. In Tabel 3 zijn de uitkomsten van beide factormodellen beschreven. Een comparitive fit index (CFI) en goodness of fit index (GFI) boven de .9 tonen goede passing van het model. Een root mean-square error of approximation (RMSEA) onder .08 is een acceptabele passing, waarbij een waarde onder .05 ideaal is (Browne & Cudeck, 1993; Kline, 2005). Bij het twee-factormodel was er een betere CFI, GFI en RMSEA gevonden in vergelijking met het één-factormodel. Hier kan de conclusie getrokken worden dat het twee-factormodel, met de factoren negatief en positief zelfbeeld, beter past dan het één-factormodel. Tabel 3 Confirmatieve factoranalyse RSESK
χ2 Df CFI SRMR RMSEA GFI
1-factor 73.434 35 .877 .076 .107 .861 2-factor 44.962 34 .965 .056 .058 .923 Onderzoeksvraag 3: Wat is de betrouwbaarheid van de RSESK? De Cronbach’s alpha van zowel de twee factoren als de totaalscore van de RSESK staan beschreven in Tabel 4. De totaalscore van de RSES had de hoogste Cronbach’s α=.851.
Tabel 4
Interne consistentie van totaalscore en twee-factormodel RSESK
Schaal Item Cronbachs α
Factor 1 2, 3, 4, 7, 9 .791 Factor 2 1, 5, 6, 8, 10 .792 Totaalscore 1-10 .851 Onderzoeksvraag 4: Wat is de convergente validiteit van de RSESK? Een Pearson correlatie werd uitgevoerd over de totaalscores van de RSES en de totaalscores van de Competentie Beleving Schaal Kinderversie (CBSK). Er was een significante correlatie gevonden tussen de twee totaalscores (r = .74, p<.001). Conclusie en discussie Deze studie beoogde de psychometrische kenmerken van de Nederlandse Rosenberg Self-Esteem Scale Kinderversie (RSESK) te onderzoeken. Uit de resultaten bleek dat er geen verschillen werden gevonden tussen de seksen op de totaalscore van de RSESK (M=23.02; SD=5.10). De factorstructuur werd onderzocht en uit de principale componentenanalyse en de confirmatieve factoranalyse blijkt dat er een twee-factormodel is gevonden, bestaande uit de twee factoren positief- en negatief zelfbeeld. De RSESK beschikte over een goede interne consistentie en een goede convergente validiteit, wat overeenkwam met de verwachtingen. Bij de gevonden normen werden er geen sekseverschillen gevonden, wat tegen de verwachtingen in ging. De hypothese dat meisjes lager scoren op de totaalscore dan jongens is gebaseerd op eerdere onderzoeken (Kling, Hyde, Showers & Buswell, 1999; Twenge &
Campbell, 2001). Deze onderzoeken zijn al enigszins verouderd. De sekserollen in Westerse culturen vervagen steeds meer, waarbij er dezelfde eisen worden gesteld aan zowel jongens als meisjes (Emilson, Folkesson & Lindberg, 2016). Dit kan mogelijk zorgen voor een afname van sekseverschillen, waardoor er in huidig onderzoek geen verschillen in zelfbeeld werden gevonden. Tevens tegen de verwachtingen in werd een twee-factorstructuur gevonden, die bestaat uit de twee factoren positief- en negatief zelfbeeld. Dit werd onderzocht door zowel de principale componenten analyse als de confirmatieve factoranalyse. Een punt van discussie is deze gevonden factorstructuur. In huidig onderzoek was er geanalyseerd met 94 deelnemers. Om zeker te zijn van een stabiele factorstructuur wordt aangeraden om minstens tien à vijftien deelnemers per item te verzamelen (Field, 2013, p.684). Dit zal in huidig onderzoek neerkomen op 100 tot 150 deelnemers. De factorstructuur is op basis van het huidige aantal deelnemers niet stabiel volgens Field (2013, p.684). Om deze reden is er meer onderzoek nodig naar de factorstructuur van de RSESK, waarbij ook meerdere deelnemers geworven worden. De gevonden factorstructuur kan nog verder bediscussieerd worden. De factorladingen van items 3, 5, 8, 9 en 10 hadden een goede factorlading (>.4) op zowel de factor positief zelfbeeld als de factor negatief zelfbeeld (Tabel 2). Deze cross-ladingen, goede factorladingen op beide factoren, kunnen mogelijk een indicatie zijn voor een goede fit van zowel een twee-factorstructuur als een een-factorstructuur. Deze crossladingen hadden een verschil van >.1 op de twee factoren, waardoor de voorkeur werd gegeven aan een twee-factorstructuur (Field, 2013, p.698). Wanneer er meerdere crossladingen gevonden worden kan er beter gekeken worden naar een bifactormodel (Wiesner & Schandling, 2013). Een voorbeeld van een bifactormodel voor de RSESK is geïllustreerd in Figuur 4. Een nadere
analyse is vereist om dit bifactormodel te onderzoeken in het huidige onderzoek. Door een bifactormodel te onderzoeken wordt er gekeken in hoeverre de items een goede fit zijn voor het unidimensionele construct, in dit geval globaal zelfbeeld, en in hoeverre zij rusten op de mogelijk onderliggende constructen positief- en negatief zelfbeeld (Reise, Moore & Haviland, 2010). Een suggestie voor vervolgonderzoek is dan ook om de factorstructuur te toetsen door middel van een bifactormodel wanneer er meerdere crossladingen gevonden worden. Figuur 4. Bifactormodel RSESK. Een beperking van het onderzoek is de representativiteit van de deelnemers. Verschillende klassen van verschillende basisscholen deden mee aan het onderzoek. Uit de schoolklassen die meegewerkt hebben aan het onderzoek deden niet alle leerlingen uit de klas mee aan het onderzoek. De deelnemers die wel meegedaan hebben zijn mogelijk niet representatief voor de normale populatie. Dit kan te maken hebben met de Positief zelfbeeld Negatief zelfbeeld
Item 2 Item 3 Item 4 Item 5 Item 6 Item 7 Item 8 Item 9 Item 10 Item 1
sociaaleconomische status van de deelnemers. Mogelijk hebben de ouders van de deelnemers vroeger ook onderzoeken moeten uitvoeren en weten zij hoe belangrijk het is om onderzoek te doen, waardoor zij hun kinderen laten meewerken. Dit zijn over het algemeen ouders met een hoger opleidingsniveau en hoge sociaaleconomische status. Uit onderzoek blijkt dat kinderen van ouders met een hoge sociaaleconomische status een hogere intelligentie hebben dan kinderen van ouders met een lage sociaaleconomische status (Capron & Duyme, 1989). De deelnemers in het huidige onderzoek zijn daardoor mogelijk niet representatief voor de populatie. In vervolgonderzoek kunnen variabelen, zoals de sociaaleconomische status, meegenomen worden om de representativiteit van de deelnemers te achterhalen. Een suggestie voor vervolgonderzoek is om de test-hertest betrouwbaarheid en veranderingsgevoeligheid te onderzoeken. In deze studie is de RSESK eenmalig bij de deelnemers afgenomen. In vervolgonderzoek kunnen de vragenlijsten op een later moment nogmaals bij de deelnemers afgenomen worden om de test-hertest betrouwbaarheid en de veranderingsgevoeligheid te onderzoeken. Zo wordt het duidelijk of de vragenlijst ingezet kan worden bij behandelingen, om mogelijke vorderingen of achteruitgang in het zelfbeeld te monitoren. Er is in dit onderzoek een aangepaste kinderversie van de RSES ontworpen. Zo kan de vragenlijst al bij kinderen van acht jaar afgenomen worden, waardoor een negatief zelfbeeld zo vroeg mogelijk in kaart gebracht kan worden om mogelijke negatieve uitkomsten te voorkomen. De gevonden factorstructuur in dit onderzoek was tegen de verwachtingen en theorie in. Mogelijke verklaringen konden gerelateerd worden aan het aantal deelnemers en de meerdere gevonden crossladingen. Toch waren er een aantal onderzoeken die bewijs vonden voor een twee-factormodel, wat de huidige uitkomsten
ondersteund (Greenberger, Chen, Dmitrieva & Farruggia, 2003; Tafarodi & Miline, 2002). Dit betekent dat in huidig onderzoek zowel het negatieve als het positieve zelfbeeld van kinderen werd gemeten. Deze aangepaste kinderversie beschikt over een goede interne consistentie en convergente validiteit, waarmee het mogelijk is om de vragenlijst bij klinische populaties af te nemen. Wel moet rekening gehouden worden met mogelijke variabelen, zoals de sociaaleconomische status van de deelnemers, die mogelijk niet representatief is voor de beoogde populatie. Ook is het van belang om meer data bij meerdere deelnemers te verzamelen om betere uitspraken te kunnen doen over de factorstructuur van de RSESK.
Referenties Aartsma, G. (2016). The Dutch Self-Perception Profile for Children (CBSK) – Revised: Psychometric Evaluation. Undergraduate. University of Amsterdam. Bakker, F.C., Wieringen, P.C.W. van, Ploeg, H.M. van der & Spielberger, C.D. (2004). Handleiding bij de Zelf- Beoordelings-Vragenlijst voor kinderen. ZBV-K. Een Nederlandstalige bewerking van de State-Trait Anxiety Inventory for Children (STAIC) van Spielberger e.a. Amsterdam: Harcourt Assessment B.V. Baumeister, R. F., Campbell, J. D., Krueger, J. I., & Vohs, K. D. (2003). Does high self-esteem cause better performance, interpersonal success, happiness, or healthier lifestyles? Psychological Science, 4, 1–44. Bosson, J. K., Swann, W. B., & Pennebaker, J. W. (2000). Stalking the perfect measure of implicit self-esteem: The blind men and the elephant revisited. Journal of Personality and Social Psychology, 79, 631–643. Browne, M., & Cudeck, R. (1993). Alternative ways of testing model fit. In K. Bollen & J. Long (Eds.), Testing structural equation models (pp. 136–162). Newbury Park, CA: Sage. Capron, C., & Duyme, M. (1989). Assessment of effects of socio-economic status on IQ in a full cross-fostering study. Nature, 340, 552-554. Donnellan, M. B., Trzesniewski, K. H., Robins, R. W., Moffitt, T. E., & Caspi, A. (2005). Low self-esteem is related to aggression, antisocial behavior, and delinquency. Psychological Science, 16, 328–335. Egberink, I.J.L., Janssen, N.A.M., & Vermeulen, C.S.M. (26 februari 2016). COTAN- beoordeling 2010, Competentiebelevingsschaal voor kinderen. Bekeken via www.cotandocumentatie.nl.
Emilson, A., Folkesson, A. M., & Lindberg, I. M. (2016). Gender beliefs and embedded gendered values in preschool. International Journal of Early Childhood, 1-16. Field, A. P. (2013). Discovering statistics using IBM SPSS Statistics: and sex and drugs and rock 'n' roll (fourth edition). London: Sage publications. Franck, E., De Raedt, R., Barbez, C., & Rosseel, Y. (2008). Psychometric properties of the Dutch Rosenberg self-esteem scale. Psychologica Belgica, 48, 25–35. Gray-Little, B., Williams,V.S.L.,& Hancock,T.D. (1997). An item response theory analysis of the Rosenberg Self-Esteem Scale. Personality and Social Psychology Bulletin, 23, 443- 451. Greenberger, E., Chen, C., Dmitrieva, J., & Farruggia, S.P. (2003). Item-wording and the dimensionality of the Rosenberg self-esteem scale: Do they matter? Personality and Individual Differences, 35, 1241-1254. Greenwald, A. G., McGhee, D. E., & Schwartz, J. L. K. (1998). Measuring individual differences in implicit cognition: The Implicit Association Test. Journal of Personality and Social Psychology, 74, 1464–1480. Hagborg, W. J. (1996). Scores of middle-school-age students on the Rosenberg Self-Esteem Scale. Psychological Reports, 78, 1071-1074. Haney, P., & Durlak, J. A. (1998). Changing self-esteem in children and adolescents: A meta- analytic review. Journal of Clinical Child Psychology, 27, 423–433. Huang, C., & Dong, N. (2012). Factor structures of the Rosenberg Self-Esteem Scale. European Journal of Psychological Assessment, 28, 132-138. Kendler, K. S., Gardner, C. O. & Prescott, C. A. (1998) A population-based twin study of self- esteem and gender. Psychological Medicine, 28, 1403 -1409.
Kline, R. B. (2005). Principles and practice of structural equation modeling (2nd ed.). New York: Guilford Press. Kling, K. C., Hyde, J. S., Showers, C. J., & Buswell, B. N. (1999). Gender differences in self- esteem: A meta-analysis. Psychological Bulletin, 125, 470–500. McKay, M.T., Boduszek, D., & Harvey, S. A. (2014). The Rosenberg Self-Esteem Scale: A bifactor answer to a two-factor question? Journal of Personality Assessment, 96, 654- 660. Muris, P., Bodden, D., Hale, W., Birmaher, B. & Mayer, B. (2007). SCARED-NL. Vragenlijst over angst en bang-zijn bij kinderen en adolescenten. Handleiding bij de de gereviseerde Nederlandse versie van de Screen for Child Anxiety Related Emotional Disorders. Amsterdam: Boom test uitgevers. Nederlands Jeugd Instituut. (z.j.). Competentiebelevingsschaal voor Kinderen (CBSK). Opgehaald op 26 februari 2016, van http://www.nji.nl/nl/Databank/Databank- Instrumenten/Competentiebelevingsschaal-voor-Kinderen-(CBSK). Ploeg, H.M. (2000). Handleiding bij de Zelf-Beoordelings Vragenlijst. Amsterdam: Harcourt Assessment B.V. Reise, S. P., Moore, T. M., & Haviland, M. G. (2010). Bifactor models and rotations: Exploring the extent to which multidimensional data yield univocal scale scores. Journal of Personality Assessment, 92, 544–559. Robins, R. W., Hendin, H. M., & Trzesniewski, K. H. (2001). Measuring global self-esteem: Construct validation of a single-item measure and the Rosenberg Self-Esteem Scale. Personality and Social Psychology Bulletin, 27, 151-161. Robins, R. W., Trzesniewski, K. H., Tracy, J. L., Gosling, S. D., & Potter, J. (2002). Self-esteem across the lifespan. Psychology and Aging, 17, 423–434.
Rosenberg, M. (1965). Society and the adolescent self-image. Princeton, NJ: Princeton University Press. Rosenberg, M. (1979). Conceiving the self. New York: Basic Books. Roth, M., & Herzberg, P.Y. (2008). Psychodiagnostik in der Praxis: State of the art? Klinische Diagnostik und Evaluation, 1, 5–18. Roth, M., Decker, O., Herzberg, P. Y., & Brähler, E. (2008). Dimensionality and norms of the Rosenberg Self-Esteem Scale in a German general population sample. European Journal of Psychological Assessment, 24, 190-197. Sowislo J. F., Orth U. (2013). Does low self-esteem predict depression and anxiety? A meta- analysis of longitudinal studies. Psychological Bulletin, 139, 213–240. Tafarodi, R. W., & Miline, A. B. (2002). Decomposing global self- esteem. Journal of Personality, 70, 443–483. Timbremont, B., Braet, C. & Roelofs, J. (2008). Handleiding Children's Depression Inventory (herziene versie). Amsterdam: Pearson Assessment and Information B.V. Trzesniewski, K. H., Donnellan, M. B., Moffitt, T. E., Robins, R. W., Poulton, R., & Caspi, A. (2006). Low self-esteem during adolescence predicts poor health, criminal behavior, and limited economic prospects during adulthood. Developmental Psychology, 42, 381-390. Twenge, J. M., & Campbell, W. K. (2001). Age and birth cohort differences in self-esteem: A cross-temporal meta-analysis. Personality and Social Psychology Review, 5, 321-344. Veerman, J.W., Straathof, M.A.E., Treffers, Ph.D.A., Bergh, B.R.H. van den & Brink, L.T. ten (2004). Competentiebelevingsschaal voor kinderen. Amsterdam: Harcourt Test Publishers.
Vis, J C. P. M., & Moldenhauer, G. (2000). Nederland en Duitsland: Elkaar kennen en begrijpen. Van Gorcum. Westaway, M. S., Jordaan, E. R., & Tsai, J. T. (2015). Investigating the psychometric properties of the Rosenberg Self-Esteem Scale for South African residents of greater pretoria. Evaluation & the Health Professions, 38, 181-199. Wiesner, M., & Schandling, G. T. (2013). Exploratory structural equation modeling, bifactor models, and standard confirmatory factor analysis models: Application to the BASC–2 Behavioral and Emotional Screening System Teacher Form. Journal of School Psychology, 51, 751–763. Zeigler-Hill, V. (2010). The interpersonal nature of self-esteem: Do different measures of self- esteem possess similar interpersonal content? Journal of Research in Personality, 44, 22–30.
Appendix 1 CFA diagram twee-factormodel RSESK Noot. NGT= Negatief zelfbeeld; PST= Positief zelfbeeld.
Appendix 2
CFA-diagram één-factormodel RSESK
