Interne structuur en betrouwbaarheid van de Child and Youth Resilience Measure-28 (CYRM-28) onder vroeg-adolescenten op Curaçao
Masterscriptie Forensische Orthopedagogiek Graduate School of Child Development and Education Universiteit van Amsterdam L. B. M. Twaalfhoven, 11111275 Begeleider en eerste beoordelaar: Dhr. prof. dr. G. J. J. M. Stams Tweede beoordelaar: Dhr. prof. dr. J. Hendriks Amsterdam (september, 2017)
Inhoudsopgave Abstract 3 Samenvatting 3 Inleiding 5 Methode 10 Resultaten 14 Discussie 18 Referenties 23 Appendix A 28 Appendix B 30
Abstract
The aim of this study is to examine the internal structure and reliability of the Child and Youth Resilience Measure-28 (CYRM-28) among young-adolescents from Curacao aged 11 till 15. The CYRM-28 is a self-report questionnaire to measure resilience within three
subcategories: individual, relation with primary caregiver, contextual factors. The CYRM-28 has been proven to be reliable and valid in previous research in a Canadian and New-Zealand population. The present study replicates the study of Liebenberg et al. (2012). The CYRM-28 was filled-out by N = 863 Curacao’s young-adolescents (439 girls). A confirmatory factor analyses (CFA) confirmed the factor structure from Liebenberg et al. (2012) after deleting several problematic items. The result was an 18-item questionnaire. The CFA indicated partial scalar measurement invariance for gender and the language of the questionnaire (Papiamentu or Dutch). Reliability analyses showed that the CYRM-28 was reliable. The results imply that the CYRM (with 18 items) can be used to measure resilience in a reliable and valid way in early adolescents from Curacao, and therefore can be seen as a handy and fast tool to be applied in (forensic) treatment and research. Further development of the CYRM for youth from Curacao is recommended.
Samenvatting
Het huidige onderzoek had als doel de interne structuur en betrouwbaarheid van de Child and Youth Resilience Measure-28 (CYRM-28) onder jong-adolescenten van 11 tot 15 jaar oud op Curaçao vast te stellen. De CYRM-28 meet de algemene individuele veerkracht onderverdeeld in drie subcategorieën: individuele eigenschappen, relatie met de primaire opvoeder en contextuele factoren. De CYRM-28 is reeds betrouwbaar en valide gebleken in een Canadese en Nieuw-Zeelandse populatie. De huidige studie is een replicatie van het onderzoek van Liebenberg et al. (2012). Bij een steekproef van N = 863 (439 meisjes) is de CYRM-28 afgenomen. Uit de confirmatieve factoranalyse bleek de factorstructuur van
Liebenberg et al. (2012) repliceerbaar te zijn na verwijdering van problematische items. Dit resulteerde in een bruikbare vragenlijst met 18 items, waarbij schaalscores vergeleken kunnen worden op sekse en de taal waarin de vragenlijst afgenomen is (Papiamentu of Nederlands). Er is sprake van partiële scalaire meetinvariantie voor de achtergrondkenmerken taal en sekse. Uit betrouwbaarheidsanalyses blijkt de CYRM-28 betrouwbaar. De resultaten impliceren dat de CYRM (met 18 items) veerkracht op Curaçao op een betrouwbare en valide wijze kan meten en daarom als een handzaam en snel instrument voor (forensische) behandeling en onderzoek kan worden gezien. Doorontwikkeling van de CYRM voor de Curaçaose populatie wordt aanbevolen.
Interne structuur en betrouwbaarheid van de Child and Youth Resilience Measure-28 (CYRM-28) onder vroeg-adolescenten op Curaçao
Inleiding
Sommige kinderen groeien op in risicovolle situaties, maar ontwikkelen geen probleemgedrag, ondanks evidente risico’s, zoals extreme armoede (Werner & Smith, 1982). Veel van deze kinderen hebben veerkracht. Bij het vaststellen van veerkracht dienen betrouwbare en valide meetinstrumenten te worden gebruikt. De Child Youth Resilience Measure-28 (Ungar & Liebenberg, 2013) meet de algemene individuele veerkracht onderverdeeld in drie subcategorieën: individuele eigenschappen, relatie met de primaire opvoeder en contextuele factoren. Uit recent onderzoek is de CYRM-28 betrouwbaar, valide en meetinvariant gebleken in een Canadese populatie voor verschillen in culturele achtergrond (Liebenberg, Ungar, & Van de Vijver, 2012). Ook bij Nieuw-Zeelandse risicojongeren blijkt de CYRM-28 betrouwbaar en valide (Standers, Munford, Thimasarn-Anwar, & Liebenberg, 2015). De huidige studie is een replicatie van het onderzoek van Liebenberg et al. (2012) en heeft als doel om de interne structuur en de betrouwbaarheid van de CYRM-28 te onderzoeken bij Curaçaose jongeren.
Veerkracht
Veerkracht wordt gedefinieerd als de prosociale ontwikkeling van een individu ondanks de aanwezigheid van verschillende risicofactoren voor het ontwikkelen en in standhouden van probleemgedrag (Durrant 2017, Glowacz & Born, 2015; Jaffee, Caspi, Moffitt, Polo-Tomás, & Taylor, 2007; Ungar & Liebenberg, 2011). Een veerkrachtig individu kan zich aanpassen aan stressoren en risicovolle life-events en heeft adequate copingstrategieën (Cicchetti, 2010; Lösel & Farrington, 2012; Masten, 2011; Nee, 2017; Ungar & Liebenberg, 2011). Risicovolle life-events zijn onder andere: het opgroeien in een risicovolle situatie (zoals een multi-problem gezin), stressvolle situaties in het gezin (zoals
een echtscheiding) en ernstige trauma’s (zoals seksueel misbruik, kindermishandeling of verwaarlozing) (Lösel & Farrington, 2012).
Er is sprake van een internationale trend die neigt naar benadering van individuen in hun ‘eigen kracht’, waarmee men bedoelt dat individuen problemen oplossen op basis van het eigen sociale netwerk en eigen competenties (Brink, 2013). Echter pleiten Van Dam en Alblas (2017) voor gebruik van de term ‘veerkracht’. Denken in termen van veerkracht heeft namelijk, in tegenstelling tot het “eigen kracht-denken”, een belangrijke theoretische traditie. Veerkracht wordt bij voorkeur vanuit ecologisch perspectief benaderd, waarbij de capaciteiten van de persoon, de kwaliteit van de omgeving (aan- of afwezigheid van psychologische, sociale, fysieke en culturele hulpbronnen) en hun onderlinge relaties bepalen hoe veerkrachtig een individu is (Liebenberg & Ungar, 2013; Ungar et al., 2008; Ungar, 2011; Van Dam & Alblas, 2017).
Veerkracht wordt gezien als protectieve factor in het leven van een individu (Nee, 2017; Mrazek & Mrazek, 1987). Protectieve factoren zijn kenmerken die individuen beschermen tegen negatieve uitkomsten die geassocieerd zijn met een disfunctionerende achtergrond (Mrazrek & Mrazrek, 1987). Veerkracht kan worden vergroot door een betrouwbaar en vergevingsgezind karakter, zelfbeheersing, stabiele zorgverlening in de omgeving, steunende familie(leden) en een positief netwerk met leeftijdsgenootjes (Afifi & MacMillan, 2011).
Veerkracht kent een aantal culturele aspecten die van belang zijn om in ogenschouw te nemen wanneer veerkracht cross-cultureel gemeten wordt (Liebenberg et al., 2012; Ungar, 2008). Individuen worden blootgesteld aan cultuurspecifieke risico’s, die kunnen zorgen voor stressoren, waarbij een beroep op de veerkracht gedaan wordt. Ook wordt de manier waarop individuen omgaan met de aanwezige risico’s (onderdeel van de veerkracht) beïnvloed door culturele factoren (Liebenberg et al., 2012; Tricket & Burman, 2000; Wyman, 2003).
Tenslotte wordt het construct veerkracht in elke cultuur anders benaderd doordat elke cultuur een eigen visie heeft op wat goed is voor een kind (Ungar et al., 2008; Ungar & Liebenberg, 2011).
Wetenschappelijke onderbouwing van de CYRM-28
De CYRM-28 bevat drie subcategorieën: individuele eigenschappen, relatie met de primaire opvoeder en contextuele factoren, die gezamenlijk het construct veerkracht meten (Ungar & Liebenberg, 2013). De ontwikkelaars van CYRM-28 hebben het Internationaal Resilience Project (IRP) opgestart waarin de verdere ontwikkeling van de CYRM-28, als meetinstrument voor veerkracht in verschillende contexten, heeft plaatsgevonden (Ungar & Liebenberg, 2005; Ungar & Liebenberg, 2011). De wetenschappelijke onderbouwing voor de 28 komt het best naar voren in een beschrijving van de ontwikkeling van de CYRM-28 middels de Mixed Methods methode in het IRP (Ungar & Liebenberg, 2011).
Het IRP (met leden uit dertien landen) is opgericht om methodologische problemen die ervaren worden in veerkrachtonderzoek, zoals de culturele- en contextgevoeligheid van veerkracht (Ungar, 2008), op te lossen. In het IRP zijn 32 cross-culturele domeinen van veerkracht (zoals ‘sociale competentie’) overeengekomen op basis van reeds uitgevoerd onderzoek (Ungar & Liebenberg, 2005, Ungar & Liebenberg 2013). Elk domein is onderbouwd met onderzoek waaruit blijkt dat het domein gelijk is tussen culturen. De domeinen zijn onderverdeeld in vier categorieën: individueel, relationeel, maatschappelijk en cultureel. De onderverdeling in domeinen demonstreert dat er sprake is van een ecologische benadering van veerkracht, waarbij de categorieën overeenkomen met het micro- (individueel), meso- (relationeel), macro- (maatschappelijk) en exosysteem (cultureel) in het ecologisch model van Bronfenbrenner (Bronfenbrenner, 1979).
Op basis van de 32 cross-culturele domeinen zijn 658 items geformuleerd. Middels focusgroepen, in het IRP, zijn vervolgens 58 items opgesteld die alle domeinen en categorieën
bevragen. De CRYM-58, de voorganger van de CYRM-28, is in een cultureel diverse pilotsample (met 12 culturen) kwalitatief (N = 89) en kwantitatief (N =1451) onderzocht (Ungar & Liebenberg, 2011, 2013). Op basis van de pilotstudie kwamen zeven (kwalitatieve) aspecten van veerkracht naar voren: toegang tot materiële bronnen, relaties, identiteit, power en controle, culturele aanhankelijkheid, sociale gelijkheid en cohesie (Ungar et al., 2007). Kwantitatief bleek de CRYM met 58 items niet valide en kwamen de verwachte vier schalen niet naar voren (Ungar & Liebenberg, 2011). De ontwikkelaars van de CRYM-58 vinden een verklaring hiervoor in de kwalitatieve bevindingen, waaruit zeven schalen (i.p.v. vier) naar voren komen. Tevens suggereren deze kwalitatieve responsen van de deelnemers volgens Ungar en Liebenberg (2011) aantoonbare validiteit van de CRYM-58, maar onvoldoende meetinvariantie van de factorstructuur. De meetinvariantie is daarom later opnieuw onderzocht (Liebenberg et al., 2012).
Meetinvariantie is onderzocht op het gebied van zichtbare meerderheids- (blanke jong-adolescenten) en minderheidsgroepen (zoals Indigenous en Afrikaans Canadese jongeren), omdat cultuur en context tot op heden methodologische problemen opleverden (Liebenberg et al., 2012; Ungar & Liebenberg, 2005, 2011). Wanneer gekeken wordt naar meerderheids- en minderheidsgroepen is sprake metrische meetinvariantie, wat impliceert dat de factorladingen en correlaties identiek zijn in de twee groepen (Liebenberg et al., 2012).
De CRYM-58 is tenslotte middels vijf statistische analyses ingekort van 58 naar 28 items om een valide meetinstrument in verschillende contexten te creëren (details in: Ungar & Liebenberg, 2011). Dit heeft geresulteerd in de CYRM-28.
Validiteitsonderzoek naar de CYRM-28
De CYRM-28 is in meerdere onderzoeken betrouwbaar en valide gebleken. In een steekproef van risicojongeren in Nieuw-Zeeland bleek de CYRM-28 betrouwbaar en valide. Er is gebruik gemaakt van een subset respondenten van 12 tot 17 jaar uit een grotere
jeugdstudie (N = 593, 348 jongens) waarbij de CYRM-28 afgenomen is. De schaal ‘prosociaal gedrag’ van de Strenghts and Difficulties Questionnaire (SDQ) (Goodman, 2001) is gebruikt om constructvaliditeit van de CYRM-28 te meten, de Satisfaction with Life Scale (SWLS) (Diener et al., 1985) is gebruikt om welzijn te meten en de kwaliteit met de primaire opvoeder is gemeten door een set vragen over de kwaliteit van de relatie van de jeugdige met de primaire opvoeder. Sanders et al. (2015) identificeren een vier-factorstructuur, waarbij de componenten context (sociaal/cultureel), individueel, familie en context (spiritueel/gemeenschap) worden onderscheiden. De Cronbach’s alfa van de vier schalen is acceptabel in alle gevallen (varieert van .66 tot .81) volgens Sanders et al. (2015), de CYRM-28 is test-hertest betrouwbaar, constructvalide en er is geen sprake van grond- of plafondeffecten.
De CYRM-28 is betrouwbaar, valide en meetinvariant bij minderheids- en meerderheidsgroepen gebleken in een Canadese populatie (Liebenberg et al., 2012). De CYRM-28 is in twee groepen van Canadese jongeren die gebruik maken van de Canadese zorg afgenomen (N1 = 497, N2 = 410). Een exploratieve- en confirmatieve factoranalyse wijzen uit dat de items laden op de drie subcategorieën van de CYRM-28 (individuele eigenschappen, relatie met de primaire opvoeder en contextuele eigenschappen). Cronbachs Alfa varieerde van .65 - .91 en werd als acceptabel beschouwd, de overige psychometrische eigenschappen van de CYRM-28 bleken eveneens voldoende. Tenslotte is meetinvariantie onderzocht op het gebied van zichtbare meerderheids- (blanke adolescenten) en minderheidsstatus (Inheemse adolescenten, Afrikaans Canadeese adolescenten e.d.). De meerderheids- en minderheidsstatus speelde een grotere rol in antwoordverschillen tussen groepen dan gender en leeftijd. In het onderzoek is echter gebruik gemaakt van een Canadese populatie, waarin meerderheids- en minderheidsgroepen aangewezen zijn (op basis van overleg met ‘Minority World’ instellingen), wat door Liebenberg et al. (2012) als limitatie
van het onderzoek wordt gezien. Replicatie van deze studie in andere landen om te onderzoeken of de constructen van de CYRM-28 ook in andere culturen te valideren zijn, is gewenst. Bovendien zijn meer studies naar de validatie van veerkrachtinstrumenten, zoals de CYRM-28, van belang wegens toenemende interesse in veerkracht (Brownlee et al., 2013; Windle, Bennet, & Noyes, 2011).
Het doel van de huidige studie is het vaststellen van de interne structuur en betrouwbaarheid van de CYRM-28 in een steekproef van jong-adolescenten afkomstig uit Curaçao van 11 tot 15 jaar oud. De sample kan worden beschouwd als een risicopopulatie. Jeugddelinquentie en agressie op Curaçao zijn hoog en stijgen (Jonkman, Cuijpers, & Twisk, 2010), 36% van de gevangenispopulatie op Curaçao wordt gevormd door de jeugd (Antilliaanse Jeugdzorg, 2008), 28% van de Curaçaose jeugd uit groep 8 is gerapporteerd als delinquent (Jonkman et al., 2010). Middels een Confirmatieve Factor Analyse (CFA) en een bepaling van Cronbach’s alfa coëfficiënten wordt de interne consistentie en betrouwbaarheid gemeten. Tevens wordt de meetinvariantie (of veerkracht hetzelfde gemeten wordt onder jongens en meisjes en in het Papiamentu en Nederlands) van de CYRM-28 vastgesteld.
Methode Participanten
De bevolkingssteekproef bestond uit mannelijke en vrouwelijke scholieren (uit groep 8) in de leeftijd van 11 tot 15 jaar afkomstig van Curaçao. In 2015 is de CYRM-28 door N = 863 deelnemers ingevuld.
De uiteindelijke steekproef bestond uit N = 863, 424 (49.1 %) jongens en 439 (50.9 %) meisjes met maximaal 3% missende waarden per item, completely missing at random. De deelnemers hadden gedurende de afname van het onderzoek een leeftijd tussen 11 en 15 jaar oud (M = 12.42 jaar; SD = 0.983 jaar).
De deelnemers identificeren zichzelf met de Curaçaose (n = 644, 74.6%) Latino (n = 66, 7.6%) of Nederlandse groep (n = 97, 11.2%), 4.4% (n = 38) identificeerde zich met geen van de genoemde groepen. De deelnemers zijn geboren in Curaçao (n = 636, 73.7%), Nederland (n = 150, 17.4%), Dominicaanse Republiek (n = 22, 2,5%), Colombia (n = 15, 1,7%) of Haïti (n = 3, 0.3%), 30 deelnemers zijn geboren in een overig land (3,8%). De deelnemers spreken voornamelijk Papiamento (n = 581, 67.3 %), Nederlands (n = 97, 11.2%), Spaans (n = 76, 8.8 %) of een andere moedertaal (n = 58, 6.7%).
De steekproefgegevens beslaan 78% van de targetpopulatie van kinderen uit groep 8 en 47% van de totale sample (kinderen uit groep 7 en 8 van het basisonderwijs op Curaçao) en zijn daarom representatief voor de Curaçaose groep 7 en 8 van het basisonderwijs (Central Bureau for Statistics, 2014; Stams, 2016).
Procedure
Allereerst is de CYRM-28 vertaald van het Engels naar het Papiamentu, waarbij de procedure van Brislin (1970) aangehouden is en accordering (voor de vertaling en de opsplitsing van item 13) door de auteurs van de 28 plaatsgevonden heeft. De CYRM-28 is vervolgens afgenomen als onderdeel van een van anonieme code voorziene zelfrapportagevragenlijstpakket die aan leerlingen van groep 8 (op regulier- en speciaal onderwijs) is voorgelegd. De afname van de CYRM-28 vond individueel of klassikaal plaats, waarbij indien nodig actieve begeleiding plaatsvond door twee volgens protocol getrainde onderzoeksassistenten. Binnen het speciaal onderwijs werd waar nodig (bijvoorbeeld vanwege leesproblemen) de vragenlijst met assistentie afgenomen, waarbij de items en score-opties voorgelezen zijn en het antwoord van de respondent genoteerd is op de vragenlijst. De klasorde tijdens afname werd door een leerkracht bewaakt. Respondenten konden kiezen om de vragenlijst in het Papiamentu of Nederlands in te vullen.
Child and Youth Resilience Measure-28.
De CYRM-28 bevat 28 items, die algemene veerkracht (met drie subcategorieën) meten middels een 5-punt Likertschaal met antwoordformat: helemaal niet, een beetje, enigszins, best wel, veel (Ungar & Liebenberg, 2013). In overleg met de auteurs van de CYRM-28 is besloten om item 13 (‘Ik ben in staat om problemen op te lossen zonder mijzelf of anderen te benadelen’) te splitsen in twee items. Er is tevens een versie van de CYRM-28 met een 3-punt Likertschaal beschikbaar. De CYRM-28 is beschikbaar in 11 talen (Ungar, 2013). De items meten drie subcategorieën die onderverdeeld zijn in drie subcategorieën (Liebenberg et al., 2015): (1) individuele eigenschappen (α = .803), (2) relatie met de primaire opvoeder (α = .833) en (3) contextuele factoren (α = .794). De drie subcategorieën meten geclusterde items per subcategorie: (1) persoonlijke vaardigheden, steun van leeftijdsgenoten, sociale vaardigheden; (2) fysieke verzorging, psychologische verzorging; (3) spiritualiteit, onderwijs en cultureel. Van elke subcategorie wordt één voorbeelditem gegeven. Item 2 (1. Individuele eigenschappen) ‘Ik werk samen met mensen om mij heen'. Item 6 (2. Relatie met de primaire opvoeder) ‘Mijn ouder(s)/opvoeder(s) weet een hoop van mij’. Item 1 (3. Contextuele factoren) ‘Ik heb mensen waar ik naar opkijk’.
Analyses
De verkregen data is in IBM SPSS Statistics 23 ingevoerd. Met behulp van de Multiple Imputation techniek (Van Buuren, 2012) zijn de missende waarden opgevuld. Deelnemers bij wie een kwart of meer van de vragen of één of meer achtergrondkenmerken onbeantwoord is, zijn verwijderd uit de dataset.
Allereerst is stapsgewijs de interne structuur van de CYRM-28 onderzocht middels een Confirmatieve Factor Analyse (CFA) in Mplus (Muthén, & Muthén, 1998-2010). In de eerste stap werd de factorstructuur van de CYRM-28 weergegeven. Zo toetste model 1a het baselinemodel met een drie-factoroplossing in navolging van Liebenberg en Ungar (2011),
waarna in model 1b werd nagegaan of er verbetering optrad door gecorreleerde meetfouten tussen verschillende items toe te staan en problematische items te verwijderen. Problematische items werden gekenmerkt door een factorlading van <.30, leverden een onvoldoende bijdrage aan de factoroplossing of lieten een hoge mate van significant gecorreleerde meetfouten zien die niet goed verklaard konden worden (Brown, 2015). Model 1c gaf de vier-factorstructuur in navolging van Sanders et al. (2015). In model 1d zijn de subschalen toegevoegd aan model 1b. De optimale fit is bereikt in model 1e een verbijzondering van model 1b, waarbij items met een hoge lading op meerdere dimensies, hoge gecorreleerde meetfouten (zonder dat hiervoor een goede verklaring was) en een hoge residuele variantie zijn verwijderd. Dezelfde gecorreleerde meetfouten als in model 1b werden toegestaan.
Ten tweede is de meetinvariantie van het best passende model van de CYRM-28 getoetst. De structuur van de CYRM-28 is vergeleken tussen verschillende groepen deelnemers die zijn samengesteld op basis van hun achtergrondkenmerken sekse en taal. Ook deze analyse werd aan de hand van een CFA in Mplus uitgevoerd (Muthén, & Muthén, 1998-2010). Hierbij is opnieuw een stapsgewijze procedure gevolgd, waarbij stap 2 tot en met stap 5 zijn afgerond. Vervolgens werden de configurale- (model 2), metrische- (model 3), scalaire- (model 4) en strikte meetinvariantie (model 5) getoetst. Er werd eveneens partiële meetinvariantie getoetst, wanneer bijvoorbeeld een of meerdere (maar niet alle) factoren meetinvariant bleken te zijn (Muthén, & Muthén, 1998-2010). Voor een overzicht van de betekenis van verschillende vormen van meetinvariantie wordt verwezen naar het artikel van Gregorich (2006).
De volgende fit-indexen zijn vastgesteld om van elk model de interne structuur en meetinvariantie te toetsen: de Comparative Fit Index (CFI), de Tucker-Lewis Index (TLI), de Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA), Standardised Root Mean Square
Residual (SRMR) en de Chi-Square (χ2) (Kline, 2016). Een factormodel had een goede fit wanneer er een CFI en TLI is vastgesteld van .95 of hoger. Een factormodel had een marginale fit bij waarden van .90 of hoger (Hu, & Bentler, 1999). Wat betreft de RMSEA en SRMR wezen waarden gelijk aan of lager dan .07 op een goede fit (Kline, 2016). Tot slot werd een goede fit verondersteld wanneer uit een Chikwadraattest bleek dat deze geen significant waarde aanneemt en als χ2/DF een waarde van 2.5 of lager aanneemt (Hu, & Bentler, 1999). Wanneer er werd voldaan aan de eisen van het meer restrictieve model, zou er sprake zijn van een toename in modelfit ten opzichte van het voorgaande model, wat zou blijken uit een niet-significant verschil in χ2-waarden en een verschil in CFI-waarden van minder dan .005 (Chen, 2007; Cheung, & Rensvold, 2002).
Tenslotte is de interne consistentie van de CYRM-28 vastgesteld middels de Cronbach’s alfa coëfficiënten in SPSS (versie 23). Betrouwbaarheidsmaten van >.80 worden als goed beschouwd (Ponterotto, & Ruckdeschel, 2007). Betrouwbaarheidsmaten >.60 worden als net voldoende beschouwd.
Resultaten Interne structuur
In Tabel 1 zijn de fitstatistieken van de getoetste modellen opgenomen. Tijdens de eerste stap is het baselinemodel (model 1a) getoetst, bestaande uit alle 28 items (inclusief het opgesplitste item 13) van de CYRM-28. Dit model leverde geen goede factoroplossing. Model 1a kon iets worden verbeterd door gecorreleerde meetfouten toe te staan en een problematisch item met een te lage factorlading (item 1) te verwijderen (model 1b). Er zijn vier gecorreleerde meetfouten toegestaan, namelijk: item 5 en 6; 17 en 18; 26 en 27, allen gebaseerd op overeenkomsten in de itemformulering; item 13a en 13b, wegens het feit dat dit oorspronkelijk één item vormde. Gezien de ontoereikende fitstatistieken bleek model 1b onvoldoende. Ook de vier-factorstructuur in navolging van Sanders et al. (2015), waarbij een
problematisch item is verwijderd en de vier meetfouten zijn gecorreleerd (model 1c), resulteerde in ontoereikende fitstatistieken. De toevoeging van de subschalen (model 1d) gecombineerd met de verwijdering van het problematisch item en met de vier gecorreleerde meetfouten resulteerde eveneens in ontoereikende fitstatistieken. Besloten is om items met hoge ladingen op meerdere dimensies, met hoge gecorreleerde meetfouten (zonder een goede verklaring) en een hoge residuele variantie te verwijderen, waarbij de vier gecorreleerde meetfouten toegestaan werden. Het verwijderen van deze items en het toestaan van de vier gecorreleerde meetfouten heeft geleid tot model 1e, bestaande uit 18 items, waarbij een optimale fit werd bereikt met de volgende fitindexen: χ2(128) = 301.286, p < .001; χ2/DF = 2.353; RMSEA = .040; CFI = .969; TLI = .963; SRMR= .028. In Appendix B is een overzicht van de factorladingen behorende bij model 1e opgenomen.
Tabel 1
CFA: Fitindexen van overall modellen
X2 DF p X2/DF RMSEA TLI CFI SRMR
CYRM-28 Model 1a 1644.904 374 .000 4.398 .063 .858 . 869 .044 Model 1b 1285.041 343 .000 3.746 .056 . 893 . 903 .040 Model 1c 1266.115 340 .000 3.724 .056 .894 .904 .040 Model 1d 1148.700 318 .000 3.612 .055 .898 .914 .038 Model 1e 301.286 163 .000 2.354 .040 .963 .969 .028 Meetinvariantie
Daarop volgend werd de meetinvariantie van de CYRM-28 geanalyseerd (het best passende model) voor de achtergrondkenmerken sekse en taal. In Tabel 2 zijn de fitindexen en de behaalde vormen van meetinvariantie opgenomen.
Tabel 2
CFA: Meetinvariantie over taal en sekse
X2 DF p X2/DF RMSEA TLI CFI SRMR
Configural 546.650 256 .000 2.135 .051 .941 .951 .037 Metric 565.609 271 .000 2.087 .050 .944 .950 .044 Scalar 748.042 289 .000 2.588 .061 .918 .922 .053 Partial Scalar 580.798 284 .000 2.045 .050 .946 .950 .045 Strict 744.952 299 .000 2.491 .059 .923 .925 .079 sekse Configural 485.912 256 .000 1.898 .046 .951 .959 .035 Metric 497.985 271 .000 1.838 .044 .954 .960 .040 Scalar 528.163 289 .000 1.828 .044 .955 .957 .044 Partial scalar 523.542 288 .000 1.818 .044 .955 .958 .044 Strict 581.542 303 .000 1.919 .046 .950 .950 .062 Partial strict 541.638 301 .000 1.799 .043 .956 .957 .051
Allereerst werd de meetinvariantie voor het achtergrondkenmerk taal getoetst door respondenten met de afname taal Papiamentu te vergelijken met respondenten met de afname taal Nederlands. In model 2 werd configurale meetinvariantie getoetst, wat goede fitindexen liet zien. In model 3 (X2(15) = 18.959, p < .216, ΔCFI = .001) werd metrische meetinvariantie getoetst, wat geen verslechtering t.o.v. model 2 liet zien en daarmee een voldoende fit. In model 4 is daarom scalaire meetinvariantie getoetst (X2(18) = 182.433, p < .001, ΔCFI = .028), wat een significante verslechtering ten opzichte van model 3 was. Daarom is partiële scalaire meetinvariantie getoetst (X2(13) = 15.189, p < .296, ΔCFI = .000), waarbij bleek dat bij enkele items (13b, 15, 16, 18, 24) de afname in het Papiamentu en Nederlands niet gelijk was. In model 5 is strikte meetinvariantie getoetst (X2(15) = 164.154, p < .001, ΔCFI = .025), wat een significante verslechtering van het model teweeg bracht, daarom is er geen sprake van strikte meetinvariantie op het gebied van taal.
Ten tweede werd het achtergrondkenmerk sekse getoetst door een vergelijking tussen jongens en meisjes te maken. In model 2 werd configurale meetinvariantie getoetst, dit model liet een goede fit zien. Daarom is in model 3 metrische meetinvariantie getoetst, wat geen verslechtering van het model was. Er is sprake van metrische meetinvariantie. Daarom is in model 4 scalaire meetinvariantie getoetst (X2(18) = 30.178, p < .036, ΔCFI = .003), dit liet een significante verslechtering van het model zien. Partiële scalaire meetinvariantie is daarom
getoetst (X2(17) = 25.557, p < .083, ΔCFI = .002), waarbij item 16 (uit de schaal ‘contextuele factoren’) vrijgelaten diende te worden. Er is sprake van scalaire meetinvariantie voor de schalen ‘individuele eigenschappen’ en ‘relatie met de opvoeder’, maar niet voor ‘contextuele factoren’, hoewel slechts 1 item vrijgelaten diende te worden om tot scalaire meetinvariantie te kunnen besluiten. In model 5 is strikte meetinvariantie getoetst, wat een significante verslechtering van het model opleverde (X2(15) = 58.000, p < .001, ΔCFI = .008). Voor partiële strikte meetinvariantie dienden de items 15 (uit de schaal ‘individuele eigenschappen’) en 17 (uit de schaal ‘relatie met de opvoeder’) te worden vrijgelaten (X2(13) = 18.096, p < .154, ΔCFI = .001), waardoor er sprake zou zijn van strikte meetinvariantie voor de schaal ‘contextuele factoren’, echter is er voor deze schaal geen sprake van scalaire meetinvariantie, waardoor er voor de schaal ‘contextuele factoren’ sprake is van metrische meetinvariantie en van partiele scalaire meetinvariantie voor de andere twee schalen.
Betrouwbaarheid
De betrouwbaarheid van de drie subcategorieën van de CYRM-28 is onderzocht door de Cronbach’s alfa te berekenen voor alle respondenten. De uitkomsten van deze analyses zijn opgenomen in tabel 3.
Tabel 3
Cronbach’s alfa betrouwbaarheden
Cronbach’s alfa
CYRM-28
Individuele eigenschappen .82
Relatie met de opvoeder .79
Contextuele factoren .78
De betrouwbaarheid van alle schalen (individuele eigenschappen, relatie met opvoeder en contextuele factoren) is goed.
Discussie
Het doel van de huidige studie was onderzoek naar de interne structuur en betrouwbaarheid van de CYRM-28 in Curaçao. Dit onderzoek was een replicatie van het onderzoek van Liebenberg et al. (2012), waarin de CYRM-28 in de populatie Canadese jongeren onderzocht is. De huidige studie levert cross-cultureel bewijs op, waarbij de factorstructuur van Liebenberg et al. (2012) met drie subcategorieën op Curaçao houdbaar bleek te zijn. Besloten is om items met hoge ladingen op meerdere dimensies, met hoge gecorreleerde meetfouten (zonder een goede verklaring) en een hoge residuele variantie te verwijderen, waarbij vier gecorreleerde meetfouten toegestaan werden. Dit resulteerde in een vragenlijst met 18 items verdeeld over de dimensies: individuele eigenschappen (met de subschalen: persoonlijke vaardigheden, sociale vaardigheden en ondersteuning van leeftijdsgenootjes), relatie met de opvoeder (met de subschalen: fysieke zorgverlening en psychologische zorgverlening) en contextuele factoren (met de subschalen: context spiritueel, context educatie en context cultureel). Partiële scalaire meetinvariantie voor de achtergrondkenmerken sekse en taal is behaald bij de vragenlijst met 18 items. De betrouwbaarheid van de dimensies van de CYRM-28 is eveneens onderzocht en varieerde van α= .78 tot α=.82, wat goed is.
De verkorting van de CYRM-28 zou een beperking van het instrument kunnen zijn wanneer niet alle dimensies en subschalen in het instrument gerepresenteerd zouden zijn. Bij de ontwikkeling van de CYRM-28 in het IRP is namelijk de ecologische benadering van veerkracht, vertaald in 32 cross-culturele domeinen, als basis gebruikt (Liebenberg & Ungar, 2013; Ungar et al., 2008; Ungar, 2011; Ungar & Liebenberg, 2005, 2013; Van Dam & Alblas, 2017). Veerkracht zou worden ondergerepresenteerd als enkele subschalen of domeinen zouden ontbreken. Echter is elke dimensie en elke subschaal in de 18 items van de CYRM-28 gerepresenteerd (zie voor onderverdeling in subschalen: Ungar & Liebenberg, 2013). De verkorting van de CYRM-28 heeft daarom als resultaat dat het een handzaam en kort
instrument is voor onderzoek in de klinische praktijk, terwijl het ook de ecologische benadering van veerkracht blijft ondersteunen.
De meetinvariantie van de CYRM-28 is vastgesteld door twee verschillende achtergrondkenmerken (taal: Papiamentu, Nederlands en sekse: jongens, meisjes) te vergelijken. De CYRM-28 is een bruikbaar instrument voor het maken van groepsvergelijkingen omdat de meerderheid van de items, dimensies en schalen vergeleken kunnen worden. Allereerst is er voor het achtergrondkenmerk taal grotendeels sprake van scalaire meetinvariantie, behalve bij item 13b, 15, 16, 18, en 24 (de items zijn beschreven in Appendix A), waarbij sprake is van metrische meetinvariantie. Er kan worden geconcludeerd dat een bepaalde score op het onderliggend construct hetzelfde betekent voor jong-adolescenten die de CYRM-28 in Papiamentu en Nederlands hebben ingevuld, behalve bij de reeds genoemde items (Gregorich, 2006; Van de Schoot, Lugtig, & Hox, 2012; VandenBerg & Lance, 2000). De items 13b, 15, 16, 18, en 24 vertonen geen overeenkomsten op basis van de inhoud, er is geen overeenkomst te constateren in bijvoorbeeld de formulering van de items. Deze items worden dus anders geïnterpreteerd in het Papiamentu dan in het Nederlands. Het is daarom van belang dat de vertaling van deze items geoptimaliseerd wordt om vergelijking van groepen vroeg-adolescenten waarbij de CYRM-28 in het Papiamentu en Nederlands afgenomen is, te kunnen maken.
Voor sekse is vastgesteld dat er sprake is van scalaire meetinvariantie voor de schalen ‘individuele eigenschappen’ en ‘relatie met de opvoeder’ en metrische meetinvariantie voor de schaal ‘contextuele factoren’. Er kan worden geconcludeerd dat een bepaalde score op het onderliggend construct voor jongens en meisjes hetzelfde betekent bij de schalen ‘individuele eigenschappen’ en ‘relatie met de opvoeder’, maar niet wat betreft de schaal ‘contextuele eigenschappen’ (Gregorich, 2006; Van de Schoot, Lugtig, & Hox, 2012; VandenBerg & Lance, 2000). Het feit dat de score op de dimensie ‘contextuele factoren’ niet vergeleken mag
worden tussen jongens en meisjes is mogelijk te verklaren op basis van het onderzoek van Jonkman et al. (2010) naar jeugddelinquentie onder vroeg-adolescenten op Curaçao, waarbij de context grotendeels vergelijkbaar was met de context zoals geoperationaliseerd in de CYRM-28 (e.g., organisatie in de gemeenschap, binding met school). Volgens het onderzoek van Jonkman et al. (2010) hebben contextuele factoren op Curaçao een verschillend effect op jongens en meisjes en kunnen daardoor ook een verschillende betekenis voor hen hebben. Verschillen in betekenis van contextuele factoren tussen jongens en meisjes op Curaçao zorgen er mogelijk voor dat de contextuele schaal van de CYRM niet meetinvariant is voor sekse.
De huidige studie kent eveneens beperkingen. Allereerst is het niet mogelijk gebleken om meetinvariantie te meten op het achtergrondkenmerk ‘minderheidsgroep versus meerderheidsgroep’, zoals in de studie van Liebenberg et al. (2012) het geval was. Dit was te wijten aan verschillende factoren. Allereerst is het feit dat de bevolkingspopulatie van Curaçao erg heterogeen samengesteld is (Central Bureau of Statistics Curaçao, 2014; Jonkman et al., 2010) een belemmerende factor voor het operationaliseren van een minder- en meerderheidsgroep om meetinvariantie over te meten. Tevens is er in Curaçao sprake van een grote groep die zou kunnen duiden op de door Liebenberg et al. (2012) geoperationaliseerde minderheidsgroep in termen van hoog risico (Antilliaanse Jeugdzorg, 2008; Jonkman et al., 2010). Slechts een klein deel van de bevolkingspopulatie kan tot de meerderheidsgroep in temen van laag risico, zoals door Liebenberg et al. (2012) geoperationaliseerd, behoren. Met andere woorden: de lage risicogroep in Curaçao (minderheid) is te klein om te vergelijken met de hoge risicogroep (meerderheid). Besloten is daarom geen meetinvariantie over minderheids- en meerderheidsgroepen te meten.
Naast beperkingen kunnen er op basis van de huidige studie enkele aanbevelingen voor vervolgonderzoek en doorontwikkeling van de CYRM-28 worden geformuleerd.
Allereerst is het wenselijk om de CYRM-28 door te ontwikkelen om het instrument cross-cultureel bestendiger te maken. Een doorontwikkeling van de CYRM-28 kan plaatsvinden op meerdere aspecten. Allereerst door in de schalen: peer support, fysieke zorgverlening, spiritualiteit en educatie (opgenomen in Appendix B) items toe te voegen. Deze constructen worden momenteel slechts met één item in de ingekorte 18 itemversie van de CYRM-28 gemeten. Wenselijk is een schaal met meerdere items, om de drie dimensies van de CYRM valide te meten. Toevoeging van items zal naar verwachting eveneens de fitstatistieken van de CFA verbeteren. Ten tweede dienen er omdat er sprake is van partiële scalaire meetinvariantie voor taal en sekse aparte normscores voor in Papiamentu en Nederlands ingevulde vragenlijsten en voor jongens en meisjes te komen. Ten derde wordt aanbevolen om de vertaling van item 13b, 15, 16, 18, en 24 te herzien om de meetinvariantie op het gebied van taal te verbeteren. Tenslotte wordt ook aanbevolen om in vervolgonderzoek de discriminante- en convergente validiteit van de CYRM-28 te onderzoeken. Het huidige onderzoek is slechts toegespitst op de begripsvaliditeit.
De uitkomsten en beperkingen van het huidig onderzoek in acht nemend, kan worden gesteld dat de CYRM (met 18 items) veerkracht op Curaçao op een betrouwbare en valide wijze kan meten. Het huidige onderzoek bevatte een grote en representatieve steekproef. Tevens is in het huidige onderzoek, in tegenstelling tot Sanders et al. (2015), meetinvariantie in een risicopopulatie onderzocht. Dit is van grote toegevoegde waarde. Grotendeels zijn vergelijkingen van de Papiamentse en Nederlandse versie van de vragenlijst en van het geslacht van de respondent gerechtvaardigd. Door de goede begripsvaliditeit en betrouwbaarheid kan de CYRM (met 18 items) worden beschouwd als een waardevol, handzaam en snel instrument om veerkracht te meten in (forensische) behandeling en onderzoek. De aanbeveling om de CYRM te optimaliseren voor de Curaçaose populatie
middels een doorontwikkeling is dan ook van belang om in de toekomst veerkracht nog beter op een cross-cultureel valide en betrouwbare wijze te meten.
Referenties
Afifi, T. O., & MacMillan, H. L. (2011). Resilience following childmaltreatment: A review of protective factors. Canadian Journal of Psychiatry, 56, 266–272.
doi:http://dx.doi.org/10.1177/070674371105600505.
Antilliaanse Jeugdzorg, Dienst Cultuur en Educatie & Federatie Antiliaans Jeugdzorg (2008). Hubentut den Desaroyo. Jeugdbeleidsplan van het eilandgebied Curaçao voor de periode 2006-2009.
Brink, C (2013). Zelfregie, eigen kracht, zelfredzaamheid en eigen verantwoordelijkheid. De begrippen ontward. Utrecht: Movisie.
Brislin, R. W. (1970). Back-translation for cross-cultural research. Journal of Cross-Cultural Psychology, 1, 185-216. doi:10.1177/135910457000100301
Brödersen, E. (2013). The child and youth resilience measure in an adolescent offender population. Canada: Simon Fraser University.
Bronfenbrenner, U. (1979). The ecology of human development: Experiments by design and nature. Camebridge, MA: Harvard University.
Brown, T. A. (2015). Confirmatory factor analysis for applied research. New York, NY: Guilford Publications.
Brownlee, K., Rawana, J., Franks, J., Harper, J., Bajwa, J., O’Brien, E., &
Clarkson, A. (2013). A systematic review of strengths and resilience outcome literature relevant to children and adolescents. Child & Adolescent Social Work Journal, 30, 435-459. doi:10.1007/s10560-013-0301-9
Chen, F. F. (2007). Sensitivity of goodness of fit indexes to lack of measurement invariance. Structural Equation Modeling - A Multidisciplinary Journal, 14, 464-504.
Cheung, G. W., & Rensvold, R. B. (2002). Evaluating goodness-of-fit indexes for testing measurement invariance. Structural Equation Modeling, 9, 233-255.
Central Bureau of Statistics Curaçao. (2014). Demography of Curacao. Census 2011. Willemstad: Central Bureau of Statistics.
Diener, E., Emmons, R., Larsen, R., & Griffin, S. (1985). The satisfaction with life scale. Journal of Personality Assessment, 49, 71–75. doi:10.1207/s15327752jpa4901_13 Durrant, R. (2017). Why do protective factors protect? An evolutionary developmental
perspective. Agression and Violent Behavoir, 32, 4-10. doi:http://dx.doi.org/10.1016/j.avb.2016.12.002
Goodman, R. (1997). The strengths and difficulties questionnaire: A research note. Journal of Child Psychology and Psychiatry, 38, 581–586.
doi:10.1111/j.1469-7610.1997.tb01545.x
Gregorich, S. E. (2006). Do self-report instruments allow meaningful comparisons across diverse population groups? Testing measurement invariance using the confirmatory factor analysis framework. Medical Care, 44, 78-94.
doi:10.1097/01.mlr.0000245454.12228.8f
Hu, L., & Bentler, P. M. (1999). Cutoff criteria for fit indexes in covariance structure
analysis: Conventional criteria versus new alternatives. Structural Equation Modeling: A Multidisciplinary Journal, 6, 1-55. doi:10.1080/10705519909540118
Kline, R.B. (2016). Principles and practice of structural equation modeling (4th ed.). New York, NY: Guilford Press.
Jonkman, H., Cuijpers, P., & Twisk, J. (2010). Different Worlds, Common Roots a Multilevel Analysis of Youth Violence and Delinquency in The Netherlands Antilles as a basis for crime prevention. Well-Being and Social Policy, 6, 25-43.
Liebenberg, L., Ungar, M., & Van de Vijver, F. (2012). Validation of the Child and Youth Resilience Measure-28 (CYRM-28) among Canadian youth. Research on Social Work Practice, 22, 219-226. doi:10.1177/1049731511428619
Lösel, F., & Farrington, D. P. (2012). Direct protective and buffering protective factors in the development of youth violence. Elsevier, 43, 8-23.
doi:http://dx.doi.org/10.1016/j.amepre.2012.04.029
Mrazek, P. J., & Mrazek, D. A. (1987). Resilience in child maltreatment victims: A conceptual exploration. Child Abuse & Neglect, 11, 357–366.
doi:http://dx.doi.org/10.1016/0145-2134(87)90009-3.
Muthén, L.K., & Muthén, B.O. (1998-2010). Mplus User’s Guide. Sixth Edition. Los Angeles, CA: Muthén & Muthén
Nee, C. & Vernham, Z. (2017). Expertise and its contribution to the notion of protective factors in offender rehabilitation and desistance. Agression and Violent Behavior, 32, 37-44. doi:10.1016/j.avb.2016.12.004
Ponterotto, J. G., & Ruckdeschel, D. E. (2007). An overview of coefficient alpha and a reliability matrix for estimating adequacy of internal consistency coefficients with psychological research measures. Perceptual and motor skills, 105, 997-1014. doi: 10.2466/pms.105.3.997-1014
Sanders, J., Munford, R., Thimasarn-Anwar, & Liebenberg, L. (2015). Validation of the Child and Youth Resilience Measure (CYRM-28) on a sample of at-risk New Zealand
Youth. Research on Social Work Practice, 1-14. doi:10.1177/1049731515614102 Stams, G. J. J. M. (2016). Grand application form 2016, Caribbean Research Program. The
Curacao longitudal study on juvenile resilience and delinquency: A population based study on developmental pathways from an ecological perspective. Den Haag:
Netherlands Organisation for Scienctific Research.
Contextualising a wellness orientation. In D. Cicchetti, J. Rappaport, I. Sandler, & R. P. Weissberg (Eds.), The promotion of wellness in children and adolescents.
Washington, DC: CWLA Press.
Ungar, M., Liebenberg, L., Boothroyd, R., Kwong, W. M., Lee, T. Y., Duque, L., & Makhnach, A. (2008). The study of youth resilience across cultures: Lessons from a pilot study of measurement development. Research in Human Development, 5, 166-180. doi:10.1080/15427600802274019
Ungar, M., Brown, M., Liebenberg, L., Othman, R., Kwong, W. M., Armstrong, M., & Gilgun, J. (2007). Unique pathways to resilience across cultures. Adolescence, 42, 287-310. Verkregen op 5 april 2017, van: http://search.proquest.com
Ungar, M., & Liebenberg, L. (2011). Assessing resilience across cultures using mixed methods: Construction of the child and youth resilience measure. Journal of Mixed Methods Research, 5, 126-149. doi: 10.1177/1558689811400607
Ungar, M. (2013). Child & Youth Resilience Measure. [Flyer]. Verkregen van:
http://www.resilienceresearch.org/files/RRC%20Child%20&%20Youth%20Resilience %20Measure.pdf
Ungar, M. (2008). Resilience across cultures. British Journal of Social Work, 38, 218-235. doi:https://doi.org/10.1093/bjsw/bcl343
Ungar, M., & Liebenberg, L. (2005). The International Resilience Project: A mixed methods approach to the study of resilience across cultures. In M. Ungar (Ed.), Handbook for working with children and youth: Pathways to resilience across cultures and contexts. Thousand Oaks, CA: SAGE.
Ungar, M., & Liebenberg, L. (2013). The Child and Youth Reslience Measure (CRYM). User’s manual, youth version. Halifax (CA): Dalhousie University.
Van Buuren, S. (2012). Flexible imputation of missing data. Boca Raton, FL: Chapman & Hall.
Van Dam, L., & Alblas, E. (2017). Position paper veerkrachtig opgroeien. Verkregen van Nieuwe Taal Jeugdhulp website: http://www.nieuwetaaljeugdhulp.nl/
Van de Schoot, R., Lugtig, P., & Hox, J. (2012). A Checklist for testing measurement invariance. European Journal of Developmental Psychology, 9, 486 – 492. doi: 10.1080/17405629.2012.686740
Vandenberg, R. J., & Lance, C. E. (2000). A review and synthesis of the measurement invariance literature: Suggestions, practices, and recommendations for organizational research. Organizational Research Models, 3, 4 – 70. doi: 10.1177/109442810031002 Werner, E., & Smith, R. S. (1982). Vulnerable, but invincible : a longitudinal study of
resilient children and youth. New York: McGraw-Hill.
Windle, G., Bennet, K. M., & Noyes, J. (2011). A methodological review of
resilience measurement scales. Health and Quality of Life Outcomes, 9, 1-18. doi:10.1186/1477-7525-9-8
Wyman, P. A. (2003). Emerging perspectives on context specificity of children’s adaptation and resilience: Evidence from a decade of research with urban children in adversity. In S. S. Luthar (Ed.), Resilience and vulnerability: Adaption in the context of childhood adversities. Cambridge, UK: Cambridge University Press.
Appendix A
The Child and Youth Resilience Measure-28 (CYRM-28) 1. I have people I look up to
2. I cooperate with people around me 3. Getting an education is important to me
4. I know how to behave in different social situations 5. My parent(s)/caregiver(s) watch me closely
6. My parent(s)/caregiver(s) know a lot about me 7. If I am hungry, there is enough to eat
8. I try to finish what I start
9. Spiritual beliefs are a source of strength for me 10. I am proud of my ethnic background
11. People think that I am fun to be with
12. I talk to my family/caregiver(s) about how I feel
13a . I am able to solve problems without harming myself (for example by using drugs and/or being violent)
13b. I am able to solve problems without harming others (for example by using drugs and/or being violent)
14. I feel supported by my friends
15. I know where to go in my community to get help 16. I feel I belong at my school
17. My family stands by me during difficult times 18. My friends stand by me during difficult times 19. I am treated fairly in my community
20. I have opportunities to show others that I am becoming an adult and can act responsibly 21. I am aware of my own strengths
22. I participate in organized religious activities 23. I think it is important to serve my community 24. I feel safe when I am with my family/caregiver(s)
25. I have opportunities to develop skills that will be useful later in life (like job skills and skills to care for others)
26. I enjoy my family's/caregiver’s cultural and family traditions 27. I enjoy my community's traditions
28. I am proud to be a citizen of _______________ (insert country)
Noot. De schaal Individuele eigenschappen bevat item: 2, 11, 13A, 13B, 15, 18, 20, 21. De schaal Relatie met opvoeder bevat item: 5, 6, 17, 24, 26. De schaal Contextuele factoren bevat de item: 10,16, 23,27,28.
Appendix B
CFA met 18 items: model 1e met factorladingen per item per subschaal
Schalen en items Factorladingen
Individuele eigenschappen Personal skills
2. I cooperate with people around me .451
11. People think that I am fun to be with .664
13A I am able to solve problems without harming myself (for example by using drugs and/or being violent)
.510
13B I am able to solve problems without harming others (for example by using drugs and/or being violent)
.528
21. I am aware of my own strengths .673
Peer support
18. My friends stand by me during difficult times .579 Social skills
15. I know where to go in my community to get help .652 20. I have opportunities to show others that I am becoming an adult
and can act responsibly
.695 Relatie met de opvoeder
Physical caregiving
5. My parent(s)/caregiver(s) watch me closely .570
Psychological caregiving
6. My parent(s)/caregiver(s) know a lot about me .617 17. My family stands by me during difficult times .642 24. I feel safe when I am with my family/caregiver(s) .614 26. I enjoy my family's/caregiver’s cultural and family traditions .740 Contextuele factoren
Spiritual
23. I think it is important to serve my community .687 Education
16. I feel I belong at my school .564
10. I am proud of my ethnic background .682
27. I enjoy my community's traditions .624
