1 Bachelor thesis Social Psychology
In de Bres voor je Buurt: De Invloed van Onrecht, Efficacy, Sociale Identiteit en Plaats Identificatie op Collectieve Actie
Jelmar Bijstra
Naam: Jelmar Bijstra
Studentnummer: 10382631
Docent: Guido Valk
Datum: 31-05-2016
Aantal woorden: 5289 Universiteit van Amsterdam
2
Abstract
In deze studie werd het Social Identity Model of Collective Action (SIMCA) getest binnen de woonbuurt. Hierbij werd de invloed van onrecht, efficacy en sociale identiteit op collectieve actie binnen een woonbuurt onderzocht. Daarnaast werd de rol van plaats identificatie binnen de sociale identiteit van buurtbewoners onderzocht. In twee buurten in Amsterdam (Grachtengordel-West; de Kolenkitbuurt) werden 148 deelnemers gevraagd een vragenlijst in te vullen. Om de hypothesen te toetsen is een multipele regressieanalyse gedaan. De resultaten laten (a) een duidelijke werking van het SIMCA model zien en (b) een (kleine) toegevoegde waarde van plaats identificatie binnen de sociale identiteit van buurtbewoners. Daarentegen lijkt efficacy in deze studie geen significante bijdrage te leveren aan het SIMCA model.
Voor veel mensen is het belangrijk om in een buurt te wonen waar het veilig is en waar mensen zich thuis kunnen voelen. Zo blijkt dat factoren als veiligheid, een sociaal netwerk en verkeersveiligheid bijdragen aan een hogere tevredenheid met de woonbuurt (Leslie & Cerin, 2008). Uit onderzoek blijkt dat slechte buurtomstandigheden samenhangen met een toename van criminaliteit en vandalisme (Greenberg, 1999). Verder concludeerde Greenberg (1999) dat de kwaliteit van een buurt pas omhoog kan gaan wanneer de
criminaliteit onder controle is. Overheidsinstanties, zoals de politie, proberen de criminaliteit binnen woonwijken zo laag mogelijk te houden. Maar buurtbewoners kunnen ook zelf actie ondernemen om de leefbaarheid in hun buurt te verbeteren. Een voorbeeld hiervan is een buurtinitiatief onder studenten aan de Wenckebachweg te Amsterdam. Deze studenten zijn een initiatief gestart om de toenemende criminaliteit in de woonbuurt te stoppen door de sociale controle te verhogen en voor camerabeveiliging te pleiten (www.parool.nl,
3 opgehaald op 24-05-2016). Naast dat buurtinitiatieven een criminaliteitsprobleem in de buurt kunnen proberen aan te pakken, kunnen ze ook een meer positieve insteek hebben. Zo blijkt uit een onderzoek van Luttik, Aalbers, Donders, en Langers (2014) die onderzoek deden naar effecten van groene buurtprojecten op de sociale cohesie in de wijk, dat buurtprojecten het gevoel van eenzaamheid bij buurtbewoners weg kan nemen en contacten tussen bewoners kan versterken. Groene buurtprojecten zijn projecten waarbij onder andere moestuinen en speelplekken op een natuur- en diervriendelijke wijze worden aangelegd op braakliggende stukken grond binnen een woonbuurt. Maar wat zorgt er nu eigenlijk voor dat mensen binnen een buurt collectief actie ondernemen? In dit onderzoek zal onderzocht worden welke factoren een rol spelen bij het voorspellen van collectieve actie binnen een buurt.
Van Zomeren, Postmes, en Spears (2008) stelden op basis van een meta analyse van onderzoeken naar de factoren die collectieve actie kunnen voorspellen het Social
Identification Model of Collective Action (SIMCA) op. Het SIMCA model is gebaseerd op drie factoren die collectieve actie voorspellen, te weten: sociale identiteit, onrecht en efficacy. Sociale identiteit is het deel van iemands individuele zelfconcept wat bestaat uit zijn of haar kennis van zijn of haar sociale groepslidmaatschap en de emotionele significantie die aan dit groepslidmaatschap is gelinkt (Tajfel 1978, aangehaald in van Zomeren et al., 2008). Onrecht wordt door van Walker en Smith (2002) gedefinieerd als de subjectieve ervaring van
oneerlijke ongelijkheid en het iets willen dat men niet heeft, maar waarvan men wel denkt dat men het verdient. Daarnaast definiëren van Zomeren et al. (2008) efficacy als het gevoel van controle, invloed, kracht en effectiviteit om als groep een groeps-gerelateerd probleem op te lossen.
4 Het SIMCA model biedt een goede basis voor het voorspellen van collectieve actie op basis van sociale identiteit, onrecht en efficacy. Enkele onderzoeken die naar het SIMCA model gedaan zijn bevestigen de voorspellende waarde van dit model (Tabri & Conway, 2011; Thomas, Mayor & McGarty, 2012). Sociale identiteit lijkt een verbindende rol te spelen in het SIMCA model tussen efficacy en onrecht en de invloed van beide factoren op
collectieve actie (van Zomeren et al., 2008). In dit artikel zal de focus liggen op de rol van sociale identiteit.
In de onderzoeken die werden meegenomen door van Zomeren et al. (2008) werd sociale identiteit gemeten aan de hand van twee factoren: de cognitieve centraliteit van het groepslidmaatschap en de affectieve banden die men voelt met de groep. Veel onderzoek dat gedaan is naar de link tussen sociale identiteit en collectieve actie is gedaan met sociale bewegingen, zoals het feminisme (Hercus, 1999) en de homoseksuele beweging (Simon, Loewy, Stuermer, Weber, Freytag & Habig et al., 1998). Een mogelijk verschil tussen de sociale identiteit van sociale bewegingen en die van buurtbewoners is dat men zich naast de cognitieve centraliteit als buurtbewoner en de affectieve banden met de buurt ook nog kan identificeren met de uiterlijke kenmerken van een buurt. Deze identificatie met de uiterlijke kenmerken van een buurt lijkt uniek ten opzichte van de groepen die meegenomen zijn door van Zomeren et al. (2008).
Enkele onderzoeken zijn gedaan naar de rol van plaats identificatie en plaats identiteit op collectieve actie. Plaats identificatie verwijst naar de identificatie met de attributen van een bepaalde plaats die, in de ogen van de bewoners, deze plaats zijn karakteristieke identiteit geven (Schneider, 1986, aangehaald in Uzzel & Badenas, 2002). Hierbij kan gedacht worden aan de typische grachten en grachtenpanden in het centrum van Amsterdam die het zijn unieke identiteit geven. Plaats identiteit is daarentegen meer gericht
5 is op de socialisatie met de omgeving (Proshansky, Fabian & Kaminoff, 1983). Hierbij is sprake van identificatie met een groepslidmaatschap dat gebonden is aan een bepaalde plaats, zoals het zijn van een Jordanees, wanneer men uit de Jordaan komt. In de literatuur bestaat de discussie of plaats identificatie naast sociale identiteit een aparte factor van de identiteit is (Proshansky et al., 1983) óf dat alle aspecten van identiteit aan plaats
gerelateerd zijn (Twigger-Ross & Uzzel, 1996). Uit het onderzoek van Uzzel, Pol, en Badenas (2008) bleek dat zowel plaats identiteit als plaats identificatie een significante bijdrage leverde aan de sociale identiteit. Toch lijkt er geen plaats te zijn in het huidige SIMCA model voor plaats identificatie, aangezien slechts gekeken wordt naar de cognitieve centraliteit van het groepslidmaatschap en de affectieve banden die men voelt met de groep, wanneer het om sociale identiteit gaat. Het is belangrijk om te onderzoeken of plaats identificatie binnen het SIMCA model ook een bijdrage kan leveren aan sociale identiteit binnen een woonbuurt, zodat sociale identiteit zo volledig mogelijk weergegeven kan worden binnen het model.
Om er achter te komen of het SIMCA model een goede voorspeller is voor het ontstaan van collectieve actie binnen een woonbuurt is het van belang om te kijken of de drie factoren: onrecht, efficacy en sociale identiteit, ook binnen een buurt van toepassing zijn. Daarnaast is het belangrijk om de rol van plaats identificatie binnen sociale identiteit te achterhalen. In dit onderzoek zal daarom gekeken worden naar de invloed van sociale identiteit, onrecht, efficacy op collectieve actie. Daarnaast zal gekeken worden naar de rol die plaats identificatie speelt binnen sociale identiteit.
Aan de hand van vorig onderzoek verwachten we (a) dat sociale identiteit, onrecht en efficacy een direct effect hebben op collectieve actie in de buurt; (b) dat sociale identiteit een betere voorspeller is voor collectieve actie wanneer plaats identificatie is meegenomen als factor binnen sociale identiteit.
6 In het onderzoek krijgen buurtbewoners uit twee verschillende buurten een
gevalsbeschrijving te lezen die betrekking heeft op hun buurt. Aan de hand van deze
gevalsbeschrijving zullen vragenlijsten afgenomen worden die de mate van sociale identiteit, onrecht, efficacy, plaats identificatie en collectieve actie meten. Verwacht wordt (a) dat een hogere score in de vragenlijst op de factoren sociale identiteit, onrecht en efficacy zal leiden tot een hogere score op collectieve actie; (b) dat een hoge score op plaats identificatie via sociale identificatie zal leiden tot een hogere score op collectieve actie.
Als blijkt dat het SIMCA model inclusief plaats identificatie een goede voorspeller is voor collectieve actie binnen een buurt, dan kan hierop ingespeeld worden door
bijvoorbeeld gemeenten en andere beleidsbepalers.
Methode
Deelnemers
Aan het onderzoek deden 148 deelnemers (man: N = 68; vrouw: N = 80) mee met een leeftijd van 18 jaar of ouder. De gemiddelde leeftijd was 37 jaar en 10 maanden (M = 37,91; SD = 16,75). De deelnemers waren afkomstig uit twee vooraf geselecteerde stadsdelen van de gemeente van Amsterdam (Grachtengordel-West; de Kolenkitbuurt). De deelnemers ontvingen geen beloning voor hun deelname.
Materialen
De onafhankelijke variabelen in dit onderzoek waren onrecht, efficacy, sociale identiteit en plaats identificatie. Om deze variabelen te meten is gebruik gemaakt van een zelf samengestelde vragenlijst. Om de validiteit en betrouwbaarheid van deze vragenlijst te testen is een pilot studie afgenomen. Aan de pilot studie deden 24 deelnemers mee. Een
7 Principale Componenten Analyse (PCA) is uitgevoerd over de verschillende constructen. Vervolgens is een Betrouwbaarheidsanalyse uitgevoerd. De resultaten van de PCA en de Betrouwbaarheidsanalyse zullen hieronder per construct weergegeven worden. Alle items werden op een 5-punts Likert schaal beantwoordt. De score loopt van 1 (in zeer zwakke mate op mij van toepassing) tot 5 (in zeer sterke mate op mij van toepassing). Voor de totaalscore per construct wordt een gemiddelde genomen van alle scores op de items voor het desbetreffende construct.
Om de constructen onrecht, efficacy en collectieve actie te kunnen meten is gebruik gemaakt van een gevalsbeschrijving die van toepassing was op de buurt. Deelnemers werd gevraagd zich zo goed mogelijk in deze beschrijving in te lezen. De beschrijving betrof een geval waarin de mooie en positieve kanten van een parkje in de buurt overschaduwd werden door de komst van hangjongeren die voor geluidsoverlast, zwerfvuil en een stijging van de criminaliteit zorgden.
Onrecht is gemeten aan de hand van zes items die de affectieve en niet affectieve factoren van waargenomen onrecht meten. Er is een PCA uitgevoerd over 6 onrecht items. Uit de PCA kwam 1 component, met een Eigenwaarde van 4,40 en een totale hoeveelheid verklaarde variantie van 73,4%. Uit een betrouwbaarheidsanalyse bleek dat de 6 onrecht items een betrouwbare schaal vormden (α=.93). Deze kon niet verbeterd worden door een item te verwijderen. De minimale score is 1 en de maximale score is 5, waar een hogere score een hogere mate van waargenomen onrecht betekent. Voorbeeldvragen zijn: “Dat in de meeste buurten overlast van hangjongeren wel vaak bestreden wordt, maar in onze buurt niet, vind ik oneerlijk”, “Wat ons als buurtbewoners wordt aangedaan is oneerlijk” en “Dat hangjongeren bij ons minder bestreden worden dan bij anderen, geeft mij een
8 Efficacy is gemeten aan de hand van 4 items die ontwikkeld zijn op basis van het artikel van van Zomeren, Postmes & Spears (2008). Er is een PCA uitgevoerd over 5 efficacy items. Uit de PCA kwamen 2 componenten, met een Eigenwaarde van 3,05 (61,0%) en 1,02 (20,4%). Totale hoeveelheid verklaarde variantie is 81,4%. Uit een betrouwbaarheidsanalyse bleek dat de 5 efficacy items een betrouwbare schaal vormden (α=.83). Deze kon verbeterd worden (α=.85) door item 3 te verwijderen. Na verwijdering van item 3 werd opnieuw een PCA uitgevoerd over de overgebleven 4 efficacy items. Uit de PCA kwam 1 component, met een Eigenwaarde 2,78 en een totale hoeveelheid verklaarde variantie van 69,6%. De
minimale score is 1 en de maximale score is 5, waar een hogere score een hogere mate van waargenomen efficacy betekent. Voorbeeldvragen zijn: “Ik denk dat wij als buurtbewoners controle hebben over het veranderen van deze situatie”, “Ik denk dat wij als buurbewoners de kans kunnen vergroten dat de gemeente actie gaat ondernemen” en “Ik denk dat wij als buurtbewoners onze mening krachtig kunnen laten horen”.
Sociale identiteit werd gemeten aan de hand van een bestaande vragenlijst uit het onderzoek van Cameron (2004). Deze bestaat uit 12 sociale identificatie items. Kleine aanpassingen zijn gemaakt om de vragen af te stemmen op het huidige onderzoek. Er is een PCA uitgevoerd over 12 sociale identificatie items. Uit de PCA kwamen 4 componenten, met een Eigenwaarde van 3,60 (30,0%), 3,01 (25,1%), 1,67 (13,9%) en 1,13 (9,4%). Totale
hoeveelheid verklaarde variantie was 78,4%. Uit een betrouwbaarheidsanalyse bleek dat de 12 sociale identificatie items een redelijk betrouwbare schaal vormden (α=.66). De
betrouwbaarheid kon verbeterd worden door 4 items te verwijderen. Na verdere inspectie bleken dit de items te zijn die contra indicatief gesteld waren. Omdat het mogelijk is dat de gegevens vertekend waren vanwege de contra indicatieve vragen is opnieuw een PCA uitgevoerd zonder deze contra indicatieve vragen. Uit de PCA kwamen 2 componenten, met
9 een Eigenwaarde van 3,53 (44,1%) en 1,65 (20,7%). Totale hoeveelheid verklaarde variantie was 64,8%. Uit een betrouwbaarheidsanalyse bleek dat de 8 sociale identificatie items een betrouwbare schaal vormden (α=.81). Deze kon niet verbeterd worden door een item te verwijderen. Aan de hand van deze gegevens is ervoor gekozen om de contra indicatieve vragen te herformuleren. De minimale score is 1 en de maximale score is 5, waar een hogere score een hogere mate van sociale identiteit betekent. Voorbeeldvragen zijn: “Ik heb veel gemeen met de andere buurtbewoners”, “Ik denk vaak aan het feit dat ik buurtbewoner ben” en “In het algemeen is het zijn van een buurtbewoner een belangrijk deel van mijn zelfbeeld”.
Plaats identificatie werd gemeten aan de hand van drie items die de identificatie met de uiterlijke kenmerken, de historie en de fysieke eigenschappen van de buurt meten. De items zijn gebaseerd op vragenlijsten uit onderzoek van Uzzel & Badenas (2002) en Hidalgo & Hernandez (2001). Er is een PCA uitgevoerd over 3 plaats identificatie items. Uit de PCA kwam 1 component, met een Eigenwaarde van 1,96 en een totale hoeveelheid verklaarde variantie van 65,2%. Uit een betrouwbaarheidsanalyse bleek dat de 3 plaats identificatie items een redelijk betrouwbare schaal vormden (α=.73). Deze kon verbeterd worden (α=.82) door item 1 te verwijderen. Er is gekozen om dit item niet te verwijderen, omdat het
construct niet volledig gedekt wordt door de 2 overige items. De minimale score is 1 en de maximale score is 5, waar een hogere score een hogere mate van plaats identificatie betekent. Een voorbeeldvraag is: “Ik hecht veel waarde aan de uiterlijke kenmerken van mijn buurt”.
De afhankelijke variabele in dit onderzoek is collectieve actie. Collectieve actie is gemeten aan de hand van een vragenlijst die de gedragsintenties van buurtbewoners richting collectieve actie meten. Collectieve actie werd gemeten aan de hand van 7 items.
10 Er is een PCA uitgevoerd over 9 collectieve actie items. Uit de PCA kwamen 2 componenten, met een Eigenwaarde van 4,49 (49,8%) en 1,25 (13,9%). Totale hoeveelheid verklaarde variantie is 63,7%. Uit een betrouwbaarheidsanalyse bleek dat de betrouwbaarheid verbeterd kon worden (α=.88) door item 8 te verwijderen. Na verwijdering van item 8 is opnieuw een PCA uitgevoerd over de overgebleven 8 items. Uit de PCA kwamen 2
componenten, met een Eigenwaarde van 4,48 (56,0%) en 1,08 (13,5%). Totale hoeveelheid verklaarde variantie is 69,6%. 7 items hadden hoge ladingen op de eerste component, en lage ladingen op de tweede. Voor het laatste item gold het omgekeerde: matige ladingen op de eerste component en hoge ladingen op de tweede component. Dit verschil kan verklaart worden door de extremiteit van dit laatste item ten opzichte van de andere items, namelijk het deelnemen aan een bezetting ten opzichte van bijvoorbeeld het tekenen van een petitie. De minimale score is 1 en de maximale score is 5, waar een hogere score een hogere mate van collectieve actie betekent. Voorbeeldvragen zijn: “Om de situatie in de buurt te
verbeteren, zou ik meedoen aan een toekomstige demonstratie” en “Om de situatie in de buurt te verbeteren, zou ik een petitie tekenen”.
Procedure
Het onderzoek werd uitgevoerd door zes onderzoekers, waarvan drie man en drie vrouw. De onderzoekers werden verdeeld in tweetallen (man en vrouw). Ieder tweetal kreeg per buurt vijf straten toebedeeld. Straten werden per buurt (Grachtengordel-West; de Kolenkitbuurt) random toebedeeld met behulp van https://www.random.org/lists/. Ieder tweetal was verantwoordelijk voor 25 vragenlijsten per buurt. Uit praktische en methodologische overwegingen is gekozen om alleen in de avond vragenlijsten af te nemen, wanneer zowel werkenden, gepensioneerden, huisman of –vrouw en eventuele thuiswonende kinderen van
11 18 jaar of ouder vaak thuis zijn. Ieder tweetal begon bij het eerste nummer van de eerste straat op hun lijst en ging verder naar de volgende straat wanneer zij 15 vragenlijsten binnen dezelfde straat hadden laten invullen óf wanneer ze reeds alle huizen van de straat hadden gehad. In de twee verschillende buurten werd deelnemers gevraagd een vragenlijst in te vullen. Vooraf werden de deelnemers geïnformeerd over het onderzoek middels een informatiebrochure. Vervolgens werden zij gevraagd een toestemmingsverklaring voor deelname aan het onderzoek te tekenen. Deelnemers kregen de mogelijkheid de vragenlijst zelfstandig in te vullen en werden gevraagd de vragenlijst zo serieus mogelijk in te vullen. Het invullen van de vragenlijst duurde ongeveer 10 minuten. De vragenlijst begon met een aantal algemene vragen. Vervolgens kregen de deelnemers een gevalsbeschrijving te lezen1. Aan de hand van deze gevalsbeschrijving werden respectievelijk de vragen over collectieve actie, efficacy en onrecht gesteld. Hierna volgden een aantal stellingen die geen betrekking hadden op de gevalsbeschrijving, maar slechts op de buurt en zijn buurtbewoners. Aan de hand van deze stellingen werden respectievelijk sociale identiteit en plaats identificatie gemeten. Deelnemers werd de mogelijkheid gegeven tot het stellen van vragen of het verkrijgen van nadere toelichting over het onderzoek.
Statistische analyses
Om de validiteit en betrouwbaarheid van de vragenlijsten te testen zal een Principale Componenten Analyse (PCA) en een betrouwbaarheidsanalyse gedaan worden. Voor de hoofdanalyse zal eerst een multipele regressieanalyse uitgevoerd worden, met als voorspellers: onrecht, efficacy, sociale identiteit. De uitkomstmaat is collectieve actie. Vervolgens zal een multipele regressieanalyse uitgevoerd worden, waarin twee modellen
12 tegen elkaar zullen worden afgezet. Model 1 zal bestaan uit de relatie tussen sociale
identiteit en collectieve actie. In model 2 zal plaats identificatie zijn meegenomen als factor voor de berekening van sociale identiteit. Vervolgens wordt gekeken naar het verschil tussen model 1 en 2 om te bepalen of plaats identificatie opgenomen moet worden in sociale identificatie of niet.
Resultaten
Van de 148 deelnemers hebben 143 deelnemers het onderzoek op correcte wijze doorlopen. Er zijn 5 deelnemers uitgesloten voor verdere dataverwerking op basis van leeftijd. Deze deelnemers waren jonger dan 18 jaar of hebben hun leeftijd niet ingevuld, waardoor het onmogelijk was om te achterhalen of zij voldeden aan de eis van 18 jaar of ouder. Er was geen sprake van uitbijters in de dataset.
Om de validiteit en betrouwbaarheid van de vragenlijst te controleren is gebruik gemaakt van een PCA en een betrouwbaarheidsanalyse. Een Principale Componenten Analyse (PCA) is uitgevoerd over de verschillende constructen. Vervolgens is een Betrouwbaarheidsanalyse uitgevoerd. De resultaten van de PCA en de
Betrouwbaarheidsanalyse zullen hieronder per construct weergegeven worden.
Er is een PCA uitgevoerd over 6 onrecht items. Uit de PCA kwam 1 component, met een Eigenwaarde van 3,73 en een totale hoeveelheid verklaarde variantie van 62,2%. Uit een betrouwbaarheidsanalyse bleek dat de 6 onrecht items een betrouwbare schaal vormden (α=.88). Deze kon niet verbeterd worden door een item te verwijderen. In Tabel 1 zijn de factorladingen weergegeven2.
13 Er is een PCA uitgevoerd over 5 efficacy items. Uit de PCA kwam 1 component, met een Eigenwaarde van 2,80. De totale hoeveelheid verklaarde variantie is 55,9%. Uit een betrouwbaarheidsanalyse bleek dat de 5 efficacy items een betrouwbare schaal vormden (α=.80). Deze kon niet verbeterd worden door een item te verwijderen. In Tabel 2 zijn de factorladingen weergegeven.
Er is een PCA uitgevoerd over 12 sociale identiteit items. Uit de PCA kwamen 3 componenten, met een Eigenwaarde van 4,58 (38,1%), 2,35 (19,6%) en 1,58 (13,2%). Totale hoeveelheid verklaarde variantie is 70,9%. Na varimax-rotatie hadden de eerste 4 items hoge ladingen op de eerste component en lage ladingen op de tweede en derde component. Deze component noemen we “zelfbeeld”. De items 5 tot en met 8 hadden hoge ladingen op de tweede component en lage ladingen op de eerste en derde component. Deze component noemen we “centraliteit”. De laatste 4 items hadden hoge ladingen op de derde component en lage ladingen op de eerste en tweede component. Deze component noemen we “ties”. Uit een betrouwbaarheidsanalyse bleek dat de 12 sociale identificatie items een
betrouwbare schaal vormden (α=.85). Deze kon niet verbeterd worden door een item te verwijderen. In Tabel 3 zijn de factorladingen na rotatie weergegeven.
Er is een PCA uitgevoerd over 3 plaats identificatie items. Uit de PCA kwam 1
component, met een Eigenwaarde van 1,74 en een totale hoeveelheid verklaarde variantie van 57,8%. Uit een betrouwbaarheidsanalyse bleek dat de 3 plaats identificatie items een redelijk betrouwbare schaal vormden (α=.63). Deze kon niet verbeterd worden door een item te verwijderen. In Tabel 4 zijn de factorladingen weergegeven.
Om te controleren of plaats identificatie daadwerkelijk iets anders meet dan de 3 componenten van sociale identificatie is een PCA uitgevoerd over de 15 items van sociale identificatie en plaats identificatie. Uit de PCA kwamen 4 componenten, met een
14 Eigenwaarde van 5,21 (34,7%), 2,38 (15,9%), 1,77 (11,8%) en 1,17 (7,8%). Totale hoeveelheid verklaarde variantie is 70,2%. De gevonden componenten kwamen overeen met de eerder gevonden componenten en laten duidelijk zien dat plaats identificatie een aparte
component is binnen sociale identiteit. Uit een betrouwbaarheidsanalyse bleek dat de 15 sociale identificatie en plaats identificatie items een betrouwbare schaal vormden (α=.86). De schaal kon niet verbeterd worden door een item te verwijderen. In Tabel 5 zijn de factorladingen na rotatie weergegeven.
Ten slotte is een PCA uitgevoerd over 8 collectieve actie items. Uit de PCA kwamen 3 componenten, met een Eigenwaarde van 3,69 (46,2%), 1,22 (15,2%) en 1,03 (12,8%). Totale hoeveelheid verklaarde variantie is 74,2%. Uit een betrouwbaarheidsanalyse bleek dat de 8 collectieve actie items een betrouwbare schaal vormden (α=.83). De schaal kon niet
verbeterd worden door een item te verwijderen. In Tabel 6 zijn de factorladingen na rotatie weergegeven.
Om de hypothesen te toetsen is een multipele regressieanalyse gedaan. Allereerst is een regressieanalyse gedaan over de predictoren onrecht, efficacy en sociale identiteit op de uitkomstmaat collectieve actie. Vervolgens is een regressieanalyse uitgevoerd om na te gaan of sociale identiteit inclusief plaats identificatie een betere voorspeller is voor collectieve actie dan sociale identiteit exclusief plaats identificatie.
Voor de multipele regressieanalyse gelden de assumpties van variabelen op (quasi-) intervalniveau, varianties niet gelijk aan nul, geen sterke correlaties tussen predictoren, homoscedasticiteit, normaliteit en onafhankelijkheid. Verder mag er alleen sprake zijn van lineaire relaties en moet er geen sprake zijn van uitbijters. Aan alle assumpties is voldaan. In Tabel 7 staan de correlaties tussen de predictoren weergegeven. In Tabel 8 staan de
15 Tabel 7. Correlaties (N = 139 voor alle cases)
Collectieve actie Efficacy Onrecht Sociale
identificatie Plaats identificatie Collectieve actie 1.00 Efficacy .18*** 1.00 Onrecht .25*** .06 1.00 Sociale identificatie .37*** .19*** .06 1.00 Plaats identificatie .36*** .16*** .05 .53*** 1.00 ***= p < ,05
Tabel 8. Gemiddelden en standaarddeviaties
Bij een regressieanalyse over “Het SIMCA model”, was er een significante
voorspelling door onrecht, efficacy en sociale identiteit, R² = 19,8%; F(3,135) = 11,13, p < .001. Een hogere waarde van onrecht betekende een hogere waarde van collectieve actie (β = .22, t = 2,85, p = .005). Een hogere waarde van sociale identiteit betekende een hogere waarde van collectieve actie (β = .34, t = 4,31, p < .001), terwijl efficacy geen significante invloed had op collectieve actie (β = .10, t = 1,32, p = .191). Dit gaat tegen de verwachting in dat sociale identiteit, onrecht en efficacy een direct effect hebben op collectieve actie.
Bij een regressieanalyse over “sociale identiteit en plaats identificatie”, was er een significante voorspelling door sociale identiteit, R² = 13,8%; F(1,137) = 21,86, p < .001. Een hogere waarde van sociale identiteit betekende een hogere waarde van collectieve actie (β = .37, t = 4,68, p < .001). Deze regressieanalyse is afgezet tegen een regressieanalyse over “sociale identiteit inclusief plaats identificatie”. Hieruit bleek dat er een significante voorspelling was van sociale identiteit inclusief plaats identificatie op collectieve actie,
M SD N Efficacy 3.62 0.68 139 Onrecht 2.86 0.66 139 Sociale identificatie 3.12 0.81 139 Plaats identificatie 3.68 0.63 139 Collectieve actie 3.07 0.81 139
16 R² = 17,1%; F(1,138) = 28,50, p < .001. Een hogere waarde van sociale identiteit inclusief plaats identificatie betekende een hogere waarde van collectieve actie (β = .37, t = 4,68, p < .001). Deze resultaten waren volgens de verwachting dat sociale identiteit een betere voorspeller is voor collectieve actie, wanneer plaats identificatie is meegenomen als
predictor voor sociale identiteit. Desalniettemin is het verschil in de hoeveelheid verklaarde variantie tussen beide erg klein.
Om de power te berekenen is een poweranalyse uitgevoerd aan de hand van G*Power. De effectgrootte is bepaald aan de hand van het onderzoek van van Zomeren, Postmes & Spears (2008), welke een gemiddelde effectgrootte van r = .34 vonden. Dit kan volgens Cohen (1992) gezien worden als een middelgroot effect. Bij een overschrijdingskans van p = .05 werd voor dit onderzoek een power van (1-β) = 0.93 gevonden.
Exploratieve analyses
Naast de analyses die gedaan zijn om de hypotheses te toetsen zijn er nog een aantal exploratieve analyses gedaan. Allereerst is gekeken naar de rol van plaats identificatie
wanneer deze als losse predictor binnen het SIMCA model zou worden toegevoegd. Hiervoor is een multipele regressie analyse uitgevoerd met als predictoren: onrecht, efficacy, sociale identiteit en plaats identificatie. De uitkomstmaat was collectieve actie. Vervolgens is gekeken naar de rol die de verschillende buurten speelden bij het voorspellen van collectieve actie.
Bij een regressieanalyse over “Het SIMCA model inclusief plaats identificatie”, was er een significante voorspelling door onrecht, efficacy, sociale identiteit en plaats identificatie, R² = 23,6%; F(4,134) = 10,33, p < .001. Een hogere waarde van onrecht betekende een hogere waarde van collectieve actie (β = .23, t = 2,99, p = .003). Een hogere waarde van
17 sociale identiteit betekende een hogere waarde van collectieve actie (β = .22, t = 2,48, p = .015). Een hogere waarde van plaats identificatie betekende een hogere waarde van
collectieve actie (β = .23, t = 2,56, p = .012), terwijl efficacy geen significante invloed had op collectieve actie (β = .08, t = 1,14, p = .258). Opvallend is dat plaats identificatie wél een significant effect laat zien en efficacy niet.
Bij een regressieanalyse over “Het SIMCA model tussen buurten”, was er een
significante voorspelling door onrecht, efficacy en sociale identiteit in de Kolenkitbuurt, R² = 22,1%; F(3,69) = 6,25, p = .001. Een hogere waarde van sociale identiteit betekende een hogere waarde van collectieve actie (β = .37, t = 3,36, p = .001), terwijl onrecht geen significant effect had op collectieve actie (β = .22, t = 1,97, p = .053). Daarnaast had ook efficacy geen significante invloed op collectieve actie (β = .21, t = 1,88, p = .064). Voor Grachtengordel-West was er een significante voorspelling van onrecht, efficacy en sociale identiteit, R² = 22,1%; F(3,69) = 6,32, p = .001. Een hogere waarde van onrecht betekende een hogere waarde van collectieve actie (β = .32, t = 2,85, p = .006). Een hogere waarde van sociale identiteit betekende een hogere waarde van collectieve actie (β = .28, t = 2,45, p = .017), terwijl efficacy geen significante invloed had op collectieve actie (β = -0.36, t = -3,16, p = .753). Efficacy is over beide buurten niet significant, maar er is wel een duidelijk verschil te zien tussen de p-waarden van de Kolenkitbuurt en de Grachtengordel-West.
Discussie
In dit onderzoek werd de toepasbaarheid van het SIMCA model binnen de woonbuurt onderzocht. Daarnaast werd de rol van plaats identificatie binnen de sociale identiteit van buurtbewoners onderzocht. Onrecht en sociale identiteit lijken een goede voorspeller te zijn voor collectieve actie binnen het oorspronkelijke model. Dit is geheel volgens verwachtingen
18 van het SIMCA model. Daarentegen lijkt efficacy in dit onderzoek een mindere voorspeller te zijn voor collectieve actie. Dit gaat tegen de verwachting in dat efficacy een direct effect zou hebben op collectieve actie. Ondanks het feit dat efficacy geen direct effect heeft op
collectieve actie, lijkt het SIMCA model als geheel wel een goede voorspelling te kunnen doen over de mate van collectieve actie. Verder lijkt plaats identificatie een toegevoegde waarde te hebben binnen sociale identiteit, wanneer het om buurten gaat.
De gevonden resultaten ondersteunen gedeeltelijk het SIMCA model dat
aangedragen is door van Zomeren et al. (2008). Het SIMCA model is ook voor buurten een goede voorspeller voor collectieve actie. Echter, is de rol van efficacy in dit onderzoek niet in lijn met de verwachtingen die gedaan zijn aan de hand van eerder onderzoek. Het is mogelijk dat efficacy binnen een buurt een andere rol speelt bij het voorspellen van collectieve actie dan bij andere groepen. Zo werden tot nu toe veelal onderzoeken gedaan naar sociale bewegingen. Volgens Drury en Reicher (2000) zorgt een radicalisering van het zelf concept van een persoon richting een bepaalde sociale beweging ervoor dat men zich zal aansluiten bij de betreffende beweging. Vervolgens kan de verhoogde socialisering met de sociale beweging en deelname aan collectieve actie zorgen voor een verhoogde mate van
waargenomen efficacy (Drury & Reicher, 2005). Een verschil tussen sociale bewegingen en de woonbuurt is dat de groep buurtbewoners niet ontstaan is om een bepaald probleem in de maatschappij aan te pakken, maar omdat zij nu eenmaal allemaal in dezelfde buurt wonen. Wanneer een probleem zich voordoet binnen de woonbuurt zijn zij daarom
automatisch op elkaar aangewezen. Dit zou een reden kunnen zijn waarom buurtbewoners minder vertrouwen hebben in een collectieve aanpak van een probleem in de buurt.
Verder zijn de gevonden resultaten in lijn met de verwachtingen die gemaakt zijn op basis van het onderzoek van Uzzel, Pol, en Badenas (2002) die stelden dat plaats identificatie
19 een bijdrage leverde aan de sociale identiteit. In dit onderzoek werd duidelijk dat plaats identificatie wel degelijk een ander aspect van sociale identiteit meet dan de huidige factoren (zelfbeeld, centraliteit en ties) binnen sociale identiteit. Hieruit blijkt dat niet alle aspecten van identiteit direct gerelateerd zijn aan plaats, zoals Twigger-Ross en Uzzel (1996) stelden. Een toevoeging van een aparte factor plaats identificatie binnen sociale identiteit lijkt daarom wenselijk. Daarnaast is uit de exploratieve analyses gebleken dat plaats identificatie binnen een buurt zelfs een betere predictor is voor collectieve actie dan efficacy. Hieruit blijkt dat plaats identificatie een belangrijke rol kan spelen bij het voorspellen van collectieve actie binnen een buurt.
Bij het interpreteren van de resultaten uit dit onderzoek zal altijd in het achterhoofd gehouden moeten worden dat de steekproef niet volledig random was. Binnen de buurten is gebruik gemaakt van randomisatie, maar de buurten waren vanwege methodologische voordelen voor de andere onderzoekers vooraf gekozen. Dit kan een bedreiging opleveren voor de externe validiteit. Aangezien we vaak uitspraken willen doen over een bepaalde buurt met specifieke kenmerken, zal onderzoek met een random sample van de bevolking niet voldoende zijn om uitspraken te kunnen doen over een specifieke buurt. Het is daarom van belang om in vervolgonderzoek ook te kijken naar verschillen tussen buurten op gebied van sociaal economische status, opleiding, culturele samenstelling en dergelijke. Op die manier kunnen we betere uitspraken doen over de werking van het SIMCA model in specifieke buurten.
In dit onderzoek is gebruik gemaakt van vignetten om gedragsintenties te meten. Het is de vraag of deze gedragsintenties gelijk staan aan daadwerkelijk gedrag. Toch blijken studies met vignetten een goede externe validiteit te hebben. In een onderzoek naar de validatie van vignetten studies ten opzichte van daadwerkelijk gedrag tijdens referenda in
20 Zwitserland bleken de studies met vignetten het daadwerkelijke stemgedrag zeer goed te voorspellen (Hainmueller, Hangartner & Yamamoto, 2014). Toch zou het kunnen dat
stemgedrag beter te voorspellen is aan de hand van vignetten dan collectieve actie. Om hier zeker van te zijn zou in vervolgonderzoek ook gekeken kunnen worden naar daadwerkelijk gedrag. Dit zou kunnen in een buurt waar collectieve actie verwacht wordt, vanwege een verandering die gaat plaatsvinden die weerstand kan oproepen, zoals het plaatsen van een asielzoekerscentrum. Hierdoor kan gekeken worden naar zowel gedragsintenties als daadwerkelijk gedrag. Daarnaast kan ook gekeken worden naar buurten waar reeds
collectieve actie heeft plaatsgevonden, om te achterhalen welke factoren belangrijk waren voor de buurtbewoners bij het in actie komen voor de buurt.
Het huidige onderzoek biedt een goed perspectief voor het SIMCA model binnen de woonbuurt. Wellicht kunnen gemeenten en andere beleidsbepalers hier hun voordeel mee doen. Door de werking van het SIMCA model beter te begrijpen kunnen we eerder inspelen op ontwikkelingen in de buurt. Gemeenten kunnen aan de hand van het SIMCA model betere randvoorwaarden voor buurtprojecten creëren, waardoor de leefbaarheid in buurten verbeterd kan worden. Daarnaast kunnen gemeenten wellicht eerder inspelen op mogelijke gewelddadigere vormen van collectieve actie. Hierdoor zouden veel kosten bespaard kunnen blijven.
21
Literatuurlijst:
Cameron, J. (2004). A three-component model of social identification. Self and Identity, 3, 239-262.
Cohen, J. (1992). Statistical power analysis. Current Directions in Psychological Science, 1(3), 98-101.
Drury, J., & Reicher, S. (2000). Collective action and psychological change: The emergence of new social identities. British Journal of Social Psychology, 39, 579-604.
Drury, J., & Reicher, S. (2005). Explaining enduring empowerment: A comparative study of collective action and psychological outcomes. European Journal of Social Psychology, 35, 35-58.
Hainmueller, J., Hangartner, D., & Yamamoto, T. (2014). Validating vignette and conjoint survey experiments against real-world behavior. PNAS Proceedings of the National Academy of Sciences of the United States of America, 112(8), 2395-2400.
Hercus, C. (1999). Identity, emotion, and feminist collective action. Gender and Society, 13, 34-55.
Hidalgo, C. M., & Hernandez, B. (2001). Place attachement: conceptual and empirical questions. Journal of environmental psychology, 21(3), 273-281.
22 Greenberg, M. R. (1999). Improving neighborhood quality: a hierarchy of needs. Housing Policy Debate, 10(3), 601-624.
Leslie, E., & Cerin, E. (2008). Are perceptions of the local environment related to neighborhood satisfaction and mental health in adults? Preventive Medicine: An International Journal Devoted to Practice and Theory, 47(3), 273-278.
Luttik, J., Aalbers, C., Donders, J., & Langers, F. (2014). Hoe groen goed doet, Alterra Wageningen UR.
Proshansky, H., Fabian, A., & Kaminoff, R. (1983). Place-identity: Physical world socialization of the self. Journal of Environmental Psychology, 3, 57-83.
Simon, B., Loewy, M., Stuermer, S., Weber, U., Freytag, P., Habig, C., et al. (1998). Collective identification and social movement participation. Journal of Personality and Social
Psychology, 74, 646-658.
Tabri, N., & Conway, M. (2011). Negative expectancies for the group's outcomes undermine normative collective action: Conflict between Christian and Muslim groups in Lebanon. British Journal of Social Psychology, 50(4), 649-669.
Thomas, E. F., Mavor, K. I., & McGarty, C. (2012). Social identities facilitate and encapsulate action-relevant constructs: A test of the social identity model of collective action. Group Processes & Intergroup Relations, 15(1), 75-88.
23 Twigger-Ross, D., & Uzzel, D. L. (1996). Place and identity processes. Journal of
Environmental Psychology, 16, 205-220.
Uzzell, D. L., Pol, E., & Badenas, D. (2002). Place identification, social cohesion, and environmental sustainability. Environment and Behaviour, 34(1), 26-53.
van Zomeren, N., Postmes, T., & Spears, R. (2008). Toward an integrative social identity model of collective action: A quantitative research synthesis of three Socio-Psychological perspectives. Psychological Bulletin, 134(4), 504–535.
Walker, L., & Smith, H. J. (2002). Relative deprivation: Specification, development, and integration. New York, NY: Cambridge University Press.
24
Bijlage A:
EEN PARK IN DE BUURT
Een aantal maanden geleden is er een mooi parkje aangelegd in uw buurt. Het doel was om meer recreatieruimte te creëren. Een fijne speeltuin voor de kinderen en genoeg plekken om van de omgeving te kunnen genieten, het was de ideale plek om in jullie buurt te
ontspannen. Nu dat de dagen langer beginnen te worden en de temperatuur begint te stijgen zijn er steeds vaker hangjongeren aanwezig in het parkje. Deze hangjongeren gebruiken het parkje om alcohol en drugs te gebruiken, zorgen voor overlast door harde muziek te luisteren en vallen voorbijgangers lastig. Afgelopen maand zijn er twee mensen overvallen. Er worden nog geen maatregelen genomen door de politie en gemeente. Het parkje is geen fijne plek meer om naartoe te gaan voor de buurtbewoners.
Bijlage B: Tabel 1. Factorladingen Onrecht Item 1 .71 Item 2 .84 Item 3 .80 Item 4 .83 Item 5 .75 Item 6 .79 Eigenwaarde 3.72 % van variantie 62.02 Tabel 2. Factorladingen Efficacy Item 1 .65 Item 2 .74 Item 3 .80 Item 4 .73 Item 5 .82 Eigenwaarde 2.80 % van variantie 55.94
Tabel 3. Factorladingen na rotatie
Zelfbeeld Centraliteit Ties
Item 1 .86 Item 2 .92 Item 3 .82 Item 4 .70 Item 5 .84 Item 6 .84 Item 7 .76 Item 8 .82 Item 9 .64 Item 10 .81 Item 11 .81 Item 12 .85 Eigenwaarde 4.52 2.37 1.57 % van variantie 37.64 19.78 13.07 Tabel 4. Factorladingen Plaats identificatie Item 1 .70 Item 2 .86 Item 3 .70 Eigenwaarde 1.72 % van variantie 57.40
25
Tabel 5. Factorladingen na rotatie
Zelfbeeld Centraliteit Ties Plaats identificatie
Item 1 .77 Item 2 .83 Item 3 .82 Item 4 .78 Item 5 .81 Item 6 .82 Item 7 .78 Item 8 .82 Item 9 .66 Item 10 .83 Item 11 .79 Item 12 .83 Item 13 .70 Item 14 .82 Item 15 .51 Eigenwaarde 5.10 2.41 1.80 1.17 % van variantie 34.03 16.04 12.01 7.77
Tabel 6. Factorladingen na rotatie
Collectieve actie Item 1 .81 Item 2 .91 Item 3 .94 Item 4 .58 Item 5 .79 Item 6 .73 Item 7 .77 Item 8 .65 Eigenwaarde 3.69 1.22 1.03 % van variantie 46.15 15.22 12.82
