De Relatie van Technische
Leesvaardigheid met Zelfbeeld en
Negatieve Faalangst
Masterthese Universiteit van Amsterdam
Studie: Master Gezondheidszorgpsychologie
Afstudeerrichting: Klinische Ontwikkelingspsychologie (KLOP)
Datum: 14 juni 2016
Student: Lisanne van Bree Studentnummer: 10003985
Begeleider: Elske Salemink 2e Beoordelaar: Patrick Snellings
Inhoudsopgave Abstract 2 Inleiding 3 Methoden Deelnemers Materiaal Procedure 6 7 13 Resultaten Databehandeling Correlatieanalyses
De Relatie tussen Technische Leesvaardigheid en Expliciet Zelfbeeld De Relatie tussen Technische Leesvaardigheid en Expliciet Faalangst De Relatie tussen Technische Leesvaardigheid en Impliciet Zelfbeeld en de
Relatie tussen Technische Leesvaardigheid en Impliciet Faalangst Exploratieve Analyses 14 16 18 20 21 22 Discussie 24 Referenties 30 Bijlagen
Bijlage 1: Actieve Informed Consent Bijlage 2: Passieve Informed Consent Bijlage 3: Instructies SCIAT per Blok Bijlage 4: Voorbeeldscherm SCIAT Bijlage 5: Demografische Vragenlijst
36 39 42 45 46
Abstract
Kinderen met onvoldoende technische leesvaardigheid hebben een verhoogd risico op de ontwikkeling van sociaal-emotionele- en angstproblematiek. Het huidige onderzoek had als doel om meer zicht te krijgen op de samenhang tussen technische leesvaardigheid en, vaak aan klinische problematiek voorafgaande, problemen met zelfbeeld en negatieve faalangst. Hierbij wordt verwacht dat een lagere technische leesvaardigheid samenhangt met (1) een lager expliciet zelfbeeld, (2) meer expliciete, negatieve faalangst en (3) meer algemene
internaliserende problematiek. Het Dual Process Model stelt dat naast bewuste processen, ook onbewuste processen een rol kunnen spelen bij de ontwikkeling van (sub)klinische
problematiek. Om meer zicht op deze impliciete processen te krijgen, zijn twee nieuwe Single Category Implicit Association Tests ontwikkeld voor afname bij kinderen (SCIAT Zelfbeeld en SCIAT Faalangst). Hierdoor werd het mogelijk om te onderzoeken of een lagere
technische leesvaardigheid ook samenhangt met (4) een lager impliciet zelfbeeld en (5) meer impliciete faalangst. Aan het onderzoek deden 93 kinderen mee tussen de 8 en 12 jaar. Er werd een significante, positieve relatie gevonden tussen technische leesvaardigheid en het algemene en sociale zelfbeeld. Er werd geen relatie gevonden tussen technische
leesvaardigheid met andere delen van het zelfbeeld of faalangst, zowel op expliciet als op impliciet niveau. Het huidige onderzoek doet echter belangrijke aanbevelingen voor
onderzoek naar de risico’s van een onvoldoende beheersing van de technische leesvaardigheid en verdere validatie van de twee speciaal voor kinderen ontworpen SCIATs.
Inleiding
Tien procent van de kinderen verlaat de basisschool met onvoldoende technische leesvaardigheid (Struiksma, Scheltinga, & Van Efferen-Wiersma, 2006). Dit zijn kinderen met dyslexie (drie tot vier procent), maar ook kinderen met een algemene taalachterstand of met een (licht) verstandelijke beperking. Deze kinderen zijn niet in staat om geschreven woorden om te zetten in spraakklanken, waardoor woorden niet vlot en correct gelezen kunnen worden en teksten worden begrepen (Hirsch, 2003; Willingham, 2007). Dit is problematisch binnen het onderwijs, gezien de meeste onderwijsmethodes een zekere mate van leesvaardigheid veronderstellen (Vernooy, 2002). Deze kinderen kunnen echter ook op gebieden buiten het onderwijs hinder ondervinden. Zo hebben kinderen met een zwakke leesvaardigheid, vaker dan kinderen met rekenproblemen, last van gegeneraliseerde sociaal-emotionele problematiek (Morgan, Farkas, & Wu, 2012) en kunnen leesproblemen een rol spelen in de ontwikkeling van algemene angstproblematiek (Grills-Taquechel, Fletcher, Vaughn, & Steubing, 2012).
Naast het ontstaan van klinische problematiek, is er ook een verhoogd risico op het ontwikkelen van subklinische problematiek. Kinderen met leesproblemen hebben een groter risico op het ontwikkelen van een laag academisch (Gadeyne, Ghesquiere, & Onghena, 2004) en algemeen zelfbeeld (Burden, 2008). Dit lijkt voort te komen uit faalervaringen waar kinderen met een slechte leesvaardigheid mee te maken krijgen, maar ook door inadequate reacties uit de omgeving. Leraren, van kinderen die het gevoel hebben niet goed te presteren, zullen deze kinderen minder positieve feedback geven. Hierdoor ontstaat een negatieve spiraal waarin de ontwikkeling van een positief zelfbeeld niet wordt ondersteund (Meltzer et al., 2004). Kinderen met leesproblemen lijken daarnaast eerder faalangstproblematiek te ontwikkelen dan kinderen zonder leesproblemen. Deze relatie lijkt voornamelijk voor meisjes sterk te zijn (Whitaker Sena, Lowe, & Lee, 2007). Eerder onderzoek naar deze relatie is
echter voornamelijk uitgevoerd bij adolescenten en studenten (Carroll & Iles, 2006; Heiman & Precel, 2003), waardoor de relatie bij kinderen vooralsnog onduidelijk is.
Subklinische problematiek kan een voorloper zijn voor het ontwikkelen van klinische problematiek (Creemers, Scholte, Engels, Prinstein, & Wiers, 2013), waardoor vroegtijdige erkenning en behandeling van groot belang is. Dit gebeurt meestal middels een screening, waarbij expliciete testen worden gebruikt. Er zijn echter belangrijke redenen waarom een screening bestaande uit expliciete testen niet voldoende is om deze problematiek bij kinderen te (h)erkennen. Als eerste zijn de antwoorden die kinderen geven op deze testen, niet altijd voldoende betrouwbaar. Kinderen kunnen enkel het antwoord geven dat de testleider wilt horen (sociale wenselijke antwoorden; Oosterveld & Vorst, 2010) en kinderen tot een jaar of 11 kunnen de neiging hebben om zichzelf voor te houden dat ze ‘beter’ zijn dan ze werkelijk zijn (self-enhancement bias of positivity bias; Boseovski, 2010). Daarnaast is het mogelijk dat kinderen, om uiteenlopende redenen, hun werkelijke gevoelens niet herkennen, waardoor ze onjuiste antwoorden geven (self-ignorance bias; Gregg & Klymowsky, 2013).
Daarnaast geeft het Dual Process Model (DPM, Wiers, Gladwin, Hofmann, Salemink, & Riderinkhof, 2013) aanleiding om te veronderstellen dat een screening, die enkel uit expliciete testen bestaat, geen compleet beeld kan geven. Het DPM veronderstelt dat gedrag voortkomt uit twee verschillende, met elkaar samenwerkende, systemen. Gedrag uit het eerste systeem, het regulatieve systeem, kan gemeten worden met expliciete testen. Het gedrag in dit systeem is bewust en wordt verwerkt in het werkgeheugen, waardoor dit gedrag (en
bijbehorende gevoelens en gedachten) kan worden teruggehaald tijdens het maken van een expliciete test. Gedrag uit het tweede systeem, het automatische systeem, is niet te meten met expliciete testen. Voor dit gedrag is geen bewuste evaluatie nodig, waardoor mensen dit gedrag onbewust kunnen uitvoeren. Automatisch gedrag is gebaseerd op instinct en geleerde associaties die door de tijd heen geautomatiseerd zijn.
Eerdere onderzoeken geven ondersteuning voor het DPM. In onderzoek naar depressie bleek het expliciet zelfbeeld een voorspeller voor depressieve klachten op het moment zelf, maar het impliciet zelfbeeld een voorspeller van depressieve klachten bij een follow-up na 6 maanden (Franck, De Raedt, & De Houwer, 2007). In onderzoek naar faalangst bleek enkel impliciet faalangst, voornamelijk bij vrouwen, een rol te spelen in een toename van
ontwijkend gedrag (Thrash & Elliot, 2002).
Gezien de toegevoegde waarde van automatische processen op regulatieve processen, is het doel van het huidige onderzoek om het DPM toe te passen binnen het onderzoek naar technische leesvaardigheid. Dit is een nieuwe stap in het onderzoek naar technische
leesvaardigheid; tot op heden is geen onderzoek bekend naar de automatische processen die een rol spelen bij zelfbeeld en faalangst bij kinderen met een zwakke technische
leesvaardigheid. Hiertoe zijn in het huidige onderzoek verschillende expliciete testmaten voor zelfbeeld (Competentiebelevingsschaal voor Kinderen en Rosenberg Self-Esteem Scale, CBSK & RSES, resp.) en faalangst (Prestatie Motivatie Test en Zelfbeoordelingsvragenlijst, PMT-K-2 & ZBV-K, resp.) afgenomen bij basisschool kinderen tussen de 8 en 12 jaar. Om te corrigeren voor de verschillende soorten bias waaraan vragenlijsten bij kinderen onderhevig zijn, zijn ouders van deze kinderen gevraagd om een vragenlijst in te vullen over algemene internaliserende problematiek (Child Behaviour Checklist, CBCL). Naast de expliciete testen, zijn ook twee voor het huidige onderzoek ontwikkelde Single Category Implicit Association Tests (Karpinsky & Steinman, 2006) afgenomen; één voor impliciet zelfbeeld (SCIAT Zelfbeeld) en één voor impliciet faalangst (SCIAT Faalangst).
Verwacht wordt dat 1) eerder onderzoek naar de positieve samenhang tussen technische leesvaardigheid en expliciet zelfbeeld wordt gerepliceerd, dat 2) een negatieve samenhang wordt gevonden tussen technische leesvaardigheid en expliciete, negatieve faalangst en dat 3) ouders van kinderen met een lage technische leesvaardigheid meer algemene internaliserende
problematiek rapporteren bij hun kinderen. Hiernaast wordt verwacht dat 4) technische leesvaardigheid en impliciet zelfbeeld positief samenhangen en dat 5) technische
leesvaardigheid en impliciet faalangst negatief samenhangen. Exploratief zal gekeken worden of de expliciete en impliciete testmethoden elkaar aanvullen in het identificeren van de
zwakste 25% scorende kinderen op de gebieden zelfbeeld of faalangst. Hiernaast zal
exploratief gekeken worden of met de gehele expliciete en impliciete screening onderscheid gemaakt kan worden tussen geen, sub- en klinische problematiek, zoals gerapporteerd door de ouders.
Methode
Deelnemers
Aan het onderzoek hebben vier basisscholen hun medewerking verleend. Deze
basisscholen zijn gevestigd in Almere (tweemaal), Amsterdam en Haarlem. Van deze scholen werden, afhankelijk van de specifieke situatie van de school, kinderen uit de groepen 5 tot en met 8 benaderd om mee te werken aan het onderzoek, waarna verder geen inclusie- of
exclusiecriteria werden gehanteerd. Op twee scholen werden kinderen benaderd door middel van actieve informed consent, op de andere scholen werd passieve informed consent gebruikt (voor de actieve informed consent, zie bijlage 1; voor de passieve informed consent, zie bijlage 2). Hiervoor is gekozen om de scholen de mogelijkheid te geven de ouders van de kinderen, via het voor hun school gebruikelijke medium, te informeren.
In totaal deden 93 kinderen mee met een gemiddelde leeftijd van 10.4 jaar (SD = 1.1), 47 kinderen waren meisjes, tegenover 46 jongens. De verdeling van deelnemende kinderen over de klassen van elke school is weergegeven in tabel 1. Zes kinderen bleken dyslectisch. Van de deelnemende kinderen spraken er tien thuis geen Nederlands, deze kinderen spraken thuis Marokkaans (n = 3), Turks (n = 2), Pakistaans (n = 2), Spaans (n = 1), Surinaams (n = 1) of Berbers (n = 1). Twintig kinderen spraken naast Nederlands nog een andere taal thuis.
Tabel 1
Verdeling van deelnemende Kinderen over Klassen per School met het aantal vrouwelijke Deelnemers aangegeven tussen Haakjes
School
1. Almere 2. Almere 3. Haarlem 4. Amsterdam
Groep 5 6 (3) 17 (7) 6 (3) 11 (7) Groep 6 3 (2) - - 17 (9) Groep 7 8 (3) 21 (10) - - Groep 8 4 (3) - - - Totaal 21 (11) 38 (17) 6 (3) 28 (16) Materiaal Expliciete Testen
Child Behavior Checklist (CBCL) – subschaal Internaliserende Problematiek. De CBCL is een vragenlijst over gedrag van kinderen tussen de 6 en 18 jaar, ingevuld door een ouder/verzorger. De test bestaat uit een competentiedeel, met vragen over activiteiten van het kind en het sociale functioneren, en een gedragsproblemendeel. Het gedragsproblemendeel omvat 118 items met beschrijvingen van emotionele- en gedragsproblemen. Ouders geven op een driepuntsschaal aan in welke mate zij het omschreven gedrag bij hun kind herkennen (“helemaal niet”, “een beetje of soms” of “duidelijk of vaak”). Van het gedragsproblemendeel is enkel de subschaal Internaliserende Problematiek afgenomen (32 items). Deze subschaal omvat de onderdelen Teruggetrokken/Depressief, Lichamelijke Klachten en
Angstig/Depressief. Een hogere totaalscore duidt op een hogere kans op internaliserende problematiek bij het kind (Achenbach et al., 2008). De begripsvaliditeit en criteriumvaliditeit van de CBCL zijn voldoende. De normen en betrouwbaarheid zijn onvoldoende; de normen
zijn gebaseerd op internationale gegevens, waarbij slechts schattingen zijn gemaakt voor de Nederlandse populatie (Egberink, Jansen, & Vermeulen, 2016e).
Competentiebelevingsschaal voor Kinderen (CBSK). De CBSK is een vragenlijst die ingaat op de competentiebeleving van kinderen tussen de 8 en 12 jaar. De CBSK bestaat uit de subschalen Schoolvaardigheden, Sociale Acceptatie, Sportieve vaardigheden, Fysieke Verschijning, Gedragshouding en Gevoel van Eigenwaarde. De subschalen beslaan samen 36 items. Het kind krijgt per item twee alternatieven te zien, waarbij het kind eerst een alternatief kiest en vervolgens een mate waarin dit alternatief voor hem of haar geldt. Zo kunnen ze bijvoorbeeld kiezen uit “Sommige kinderen vinden dat ze erg goed zijn in hun schoolwerk” en “Andere kinderen maken zich er soms zorgen over of ze hun schoolwerk wel goed doen”. Vervolgens kruizen ze een hokje bij de juiste stelling aan, waarbij de kinderen kiezen tussen “Een beetje waar voor mij” en “Helemaal waar voor mij”. Items worden gescoord op een schaal van 1 (minst competent) tot 4 (meest competent). Subschalen worden apart van elkaar beoordeeld, waarbij een hogere score op een subschaal duidt op een hogere beoordeling van de eigen competentie op het gebied van de subschaal (Veerman, Straathof, Treffers, Van den Bergh, & Ten Brink, 1997). In het huidige onderzoek wordt enkel gekeken naar de subschalen Schoolvaardigheden (CBSK-S), Sociale Acceptatie (CBSK-SA) en Gevoelens van
Eigenwaarde (CBSK-GE). Zowel de betrouwbaarheid als de begripsvaliditeit van de CBSK zijn voldoende. De normen zijn voldoende, maar verouderd. De criteriumvaliditeit is door gebrek aan onderzoek onvoldoende (Egberink, Jansen, & Vermeulen, 2016c).
Een Minuut Test (EMT). De EMT meet de technische leesvaardigheid van kinderen in groep 4 tot en met 8. De test bestaat uit 116 woorden, die van boven naar beneden en van links naar rechts, hardop door het kind worden voorgelezen. De woorden kennen een oplopende moeilijkheidsgraad (In versie A van “waar” tot “rubberaanplanting”). Kinderen krijgen één minuut de tijd om woorden voor te lezen. De behaalde score is het aantal woorden
dat binnen de tijd correct is voorgelezen; een hogere score duidt op een betere technische leesvaardigheid (Brus & Voeten, 1972). In het huidige onderzoek werd enkel versie A van de EMT gebruikt. Zowel de betrouwbaarheid, de begripsvaliditeit en de normen van de EMT zijn goed, maar de normen zijn verouderd (Egberink, Jansen, & Vermeulen, 2016a).
Prestatiemotivatietest voor Kinderen (PMT-K-2) – subschaal Negatieve Faalangst. De PMT-K-2 is een vragenlijst die verschillende aspecten van motivatie meet en geschikt is voor kinderen van 10 tot 16 jaar. Aangezien er geen vergelijkbare test is om faalangst bij kinderen vanaf 8 jaar te meten, is ondanks de leeftijdgrens, gekozen voor het gebruik van deze test. In het huidige onderzoek is enkel de subschaal Negatieve Faalangst afgenomen, bestaande uit 14 items. Alle items bestaan uit zinnen die op verschillende manieren kunnen worden afgemaakt. Een voorbeelditem is “Als ik een proefwerk maak, heb ik...” met als antwoordmogelijkheden “A: zeer veel last van zwetende handen”, “B: veel last van zwetende handen” en “C: Geen last van zwetende handen”. De antwoorden worden omgezet in scores voor de aanwezigheid (1) en de afwezigheid (0) van faalangst. Een hogere score betekent dat faalangst in meer situaties aanwezig is (Hermans, 1976). De normen en de betrouwbaarheid van de PMT-K-2 zijn goed, de begripsvaliditeit is voldoende. Door gebrek aan onderzoek is de criteriumvaliditeit van de PMT-K-2 onvoldoende (Egberink, Jansen, & Vermeulen, 2016d).
Rosenberg Self-Esteem Scale (RSES). De RSES is een vragenlijst, die bestaat uit 10 items, die zowel ingaan op het positieve aspect van zelfbeeld, als op het negatieve aspect. Deelnemers beantwoorden items op een 4-punts Likertschaal, van “totaal niet mee eens” tot “totaal mee eens”. Items worden gescoord op een schaal van 1 (sterk negatief) tot 4 (sterk positief). Hogere totaalscores staan voor een positiever zelfbeeld. De RSES is niet beoordeeld door de Cotan. Rosenberg (1979) gaf zelf aan dat de validiteit onvoldoende is, maar dat de test hoog samenhangt met metingen van constructen voor angst, depressie en anomie. In recent onderzoek van Schmitt en Allik (2005) is de validiteit voldoende bevonden.
Zelfbeoordelingsvragenlijst voor Kinderen (ZBV-K). De ZBV-K is de Nederlandse bewerking van de State Trait Anxiety Inventory for Children en bestaat uit twee losse
subschalen voor kinderen van 8 tot 15 jaar (Bakker, Wieringen, Van Der Ploeg, & Spielberger, 1989; Spielberger & Edwards, 1973). Beide subschalen bestaan uit 20 vragen. De eerste subschaal (ZBV-K Nu) gaat in op de toestandsangst van het kind. Hier wordt gebruik gemaakt van invulzinnen, waarbij aangegeven wordt of iets “erg”, “gewoon” of “niet” het geval is. Een voorbeeld is de zin: “Ik voel me nu” met de antwoordmogelijkheden “erg plezierig”, “plezierig” en “niet plezierig”. De tweede subschaal (ZBV-K Algemeen) gaat in op de algemene angstdispositie van het kind (voorbeeld: “Ik voel me teleurgesteld”). Alle vragen kunnen beantwoord worden met “bijna nooit”, “soms” en “vaak”. Beide schalen worden gescoord op een 3-punts Likertschaal. Een hoge score op de subschaal ZBV-K Algemeen geeft aan dat een kind de neiging heeft om angstig op situaties te reageren. Een hoge score op de subschaal ZBV-K Nu geeft aan dat een kind, op het moment dat de test wordt ingevuld, meer angst ervaart (Bakker et al., 1989). De betrouwbaarheid en
begripsvaliditeit van de ZBV-K zijn voldoende. Zowel de criteriumvaliditeit als de normen zijn onvoldoende, mede doordat de normen op dit moment zijn verouderd (Egberink, Jansen, & Vermeulen, 2016b).
Impliciete Testen
Single Category Implicit Association Test (SCIAT) – Zelfbeeld en Faalangst. De SCIAT is een computertaak, afgenomen met het programma E-Prime en gebaseerd op de Implicit Association Test (IAT; Karpinsky & Steinman, 2006). Net als bij een IAT worden in de SCIAT woorden gesorteerd in verschillende categorieën om de associaties tussen object- en evaluatieve categorieën te meten. In tegenstelling tot de IAT, die twee object categorieën telt, telt de SCIAT slechts één object categorie. In het huidige onderzoek waren twee redenen van belang bij de keuze voor het gebruik van de SCIAT boven het gebruik van de IAT: als eerste
kan de SCIAT, doordat slechts één objectcategorie wordt gepresenteerd, gemakkelijk worden begrepen en sneller worden afgenomen dan de IAT. Als tweede is het belangrijk dat de IAT, doordat hij twee object categorieën heeft, meerdere vergelijkingen maakt. Bij de IAT wordt de associatie van een evaluatieve categorie met een objectcategorie bekeken in relatie tot de andere evaluatieve- en objectcategorie. In het geval van zelfbeeld is het zo dat de IAT een beeld geeft van het impliciete zelfbeeld in relatie tot het beeld dat de testnemer heeft van anderen. Bij de SCIAT vervalt de objectcategorie ‘ander’, waardoor een beeld kan worden gegeven van het impliciete zelfbeeld (Karpinsky & Steinman, 2006).
In het geval van de SCIAT Zelfbeeld zijn de categorieën Ik (object categorie; met de stimuli ‘Zelf’, ‘Me’, ‘Mijn’ en ‘Eigen’), Goed en Slecht (evaluatieve categorieën, met de stimuli ‘Gelukkig’, ‘Trots’, ‘Slim’ en ‘Leuk’ voor Goed en de stimuli ‘Verdrietig’, ‘Mislukt’, ‘Dom’ en ‘Stom’ voor Slecht) gebruikt. Bij de SCIAT Faalangst gaat het om de categorieën Lezen (object categorie, met de stimuli ‘Boek, ‘Dictee’, ‘Letters’ en ‘Woorden’), Blij en Bang (evaluatieve categorieën, met de stimuli ‘Vrolijk’, ‘Fijn’, ‘Tof’ en ‘Prettig’ voor Blij en de stimuli ‘Rot’, ‘Twijfel’, ‘Fout’ en ‘Angstig’ voor Bang). Kinderen sorteren door middel van de “E” en “I” toetsen stimuli in categorieën. Wanneer kinderen een fout maken verschijnt een rood kruis op het scherm en moeten ze alsnog het woord juist sorteren. Stimuli werden zowel visueel als auditief aangeboden, een aanpassing die eerder is gemaakt door onder andere Cvencek, Greenwals en Meltzoff (2011) en Baron en Banaji (2006) om de IAT ook af te kunnen nemen bij kinderen die (nog) niet goed kunnen lezen.
Elke SCIAT bestaat uit drie blokken met een verschillend aantal trials, zoals afgebeeld in Tabel 2 en eerder gebruikt in onderzoek van Houben, Roefs en Jansen (2010). In het eerste blok oefenen kinderen met het sorteren van stimuli in de twee evaluatieve categorieën. In het tweede blok krijgen kinderen ook stimuli van de objectcategorie, die bij het sorteren
1). In het derde blok worden deze stimuli gesorteerd met dezelfde toets als de stimuli van de negatieve evaluatieve categorie (combinatieblok 2). Instructies per blok zijn opgenomen in bijlage 3. De evaluatieve dimensies worden steeds met dezelfde toets gesorteerd, waardoor een minder groot beroep wordt gedaan op de executieve functies van kinderen (Diamond, 2013). Het beroep op de executieve functies wordt daarnaast verminderd door tijdens het sorteren de categorieën boven aan het scherm weer te geven: links boven voor stimuli die met de “E”-toets gesorteerd worden en rechts boven voor woorden die met de “I”-toets gesorteerd worden (Cvencek et al., 2011; Nosek, Greenwald, & Banaji, 2007). Een voorbeeld van hoe het scherm eruit ziet is weergegeven in bijlage 4. De blokken zijn steeds in dezelfde volgorde aangeboden (Karpinsky & Steinman, 2006).
De score van de SCIAT wordt berekend middels het D-Biep (D-measure with Build in error penalty) algoritme van Greenwald, Nosek en Banaji (2003). Hierbij bestaat de
reactietijd voor foutief beantwoorde items, uit de tijd tussen het voor het eerst aanbieden van de stimulus en het geven van de correctie op het foutief gegeven antwoord. Hierbij worden items waarbij zeer snel (reactietijd < 300ms) of langzaam (reactietijd > 10000ms) is
gereageerd, niet meegenomen in de berekening. Het algoritme is zo opgesteld dat een hogere positieve score een hogere samenhang weergeeft tussen “Ik & Goed” (SCIAT Zelfbeeld) of “Lezen & Blij” (SCIAT Faalangst). Een hogere negatieve score geeft daarbij een hogere samenhang weer tussen “Ik & Slecht” (SCIAT Zelfbeeld) of “Lezen & Bang” (SCIAT Faalangst).
De betrouwbaarheid van de hier gebruikte SCIATs is, door de aanpassingen in het huidige onderzoek, niet bekend. Karpinsky en Steinman (2006) gebruikten echter eerder een SCIAT Zelfbeeld met een hoge betrouwbaarheid (adjusted r = .73) en een hoge correlatie met de RSES (r (42) = .38, p = .01). Met betrekking tot de SCIAT Faalangst ontbreekt eerder onderzoek.
Tabel 2
Categorieën en hun Antwoordtoets per Blok voor de SCIAT Zelfbeeld en SCIAT Faalangst, aangevuld met het aantal Trials per Blok en de aart van ieder Blok
Blok Toets Categorieën SCIAT Zelfbeeld Categorieën SCIAT Faalangst Trials per Toets Totaal Trials per Blok Soort Blok 1 “E” “I” Goed Slecht Blij Bang 8 8 16 Oefening 2 “E” “I” Goed en Ik Slecht Blij en Lezen Bang 32 24 56 Test 3 “E” “I” Goed Slecht en Ik Blij Bang en Lezen 24 32 56 Test Procedure
Als eerste is Informed Consent verstrekt, op de door de scholen gewenste methode. Bij actieve consent werden brieven meegegeven aan kinderen, bij passieve consent werden de brieven per post aan de ouders verstrekt. In de informatiebrief werd ouders tevens gevraagd om de CBCL over hun deelnemende kind(eren) in te vullen.
Tijdens het onderzoek – één dag per school of klas – werden kinderen in groepen, variërend van vijf tot acht kinderen, uit de klas gehaald. Hierbij kregen de kinderen in een voor het onderzoek opgezet computerlokaal de mogelijkheid om via een laptop of computer de testen af te nemen. Bij alle computers was op de “E” toets een rode sticker geplaatst en op de “I” toets een groene. Daarnaast was elke computer voorzien van een hoofdtelefoon die het gehele oor bedekte. De testen die achtereenvolgens aan de kinderen werden aangeboden waren de SCIAT Zelfbeeld, CBSK, RSES, SCIAT Faalangst, ZBV-K en PMT-K-2. In deze opstelling is rekening gehouden met de primende invloed van expliciete testen op de afname
van impliciete testen: zodoende zijn de impliciete testen voor de expliciete testen van hetzelfde onderwerp geplaatst. Afhankelijk van het lesrooster werd direct, of enige tijd na afname van de computergestuurde vragenlijsten, de EMT afgenomen. Dit gebeurde in een ruimte aansluitend op de computerruimte, waarbij een stille en rustige omgeving voor de leerlingen werd gecreëerd.
Op drie momenten werden enkele demografische gegevens verzameld: Als eerste bij de ouders als onderdeel van de CBCL (competentiedeel), als tweede computergestuurd bij de kinderen, voor afname van de CBSK (voornaam, geboortedatum, school, groep en welke talen thuis gesproken worden) en als laatste mondeling bij de kinderen, na afname van de EMT (vragen specifiek over dyslexie, zie bijlage 5).
De duur van het onderzoek varieerde per kind tussen de 40 en 70 minuten. Kinderen werden voor hun deelname beloond met een gum. Na afloop van het gehele onderzoek werd in elke klas, ook voor de kinderen die niet meededen aan het onderzoek, kort verteld wat het onderzoek inhield en wat het doel van het onderzoek was.
Resultaten
Databehandeling
Scores van de oudervragenlijst konden door de lage respons (N = 10) niet meegenomen worden in het huidige onderzoek, hierdoor kan niet ingegaan worden op hypothese 3; de relatie tussen technische leesvaardigheid en algemene intrinsieke problematiek, zoals
gerapporteerd door ouders. Ook de exploratieve analyses met betrekking tussen geen, sub- en klinische problematiek, zoals gerapporteerd door ouders, konden niet worden uitgevoerd. Daarnaast hebben door computerproblemen niet alle kinderen alle testen doorlopen. In totaal hebben 93 kinderen de expliciete vragenlijsten van zelfbeeld gemaakt, 92 kinderen de SCIAT Zelfbeeld en 91 kinderen de expliciete vragenlijsten van faalangst en de SCIAT Faalangst. Van de expliciete vragenlijsten zijn uitbijters teruggebracht naar een waarde van 3
standaarddeviaties van het gemiddelde (Field, 2009). In totaal is dit gedaan voor één waarde op de CBSK-GE, voor één waarde op de RSES en voor één waarde op de ZBV-algemeen.
De betrouwbaarheid van de SCIAT Zelfbeeld en de SCIAT Faalangst is bekeken middels een split-half betrouwbaarheidstest. Hiervoor is elke SCIAT opgedeeld in twee delen met de items 1, 2, 5, 6, 9, 10 etc. in deel één en de items 3, 4, 7, 8, 11, 12 etc. in deel twee (De Jong, Sportel, Hullu, & Nauta, 2012), waarna voor elke helft een afzonderlijke D-score is berekend (Greenwald, Nosek, & Banaji, 2003; Jordan, Whitfield, & Ziegler-Hill, 2007).
Hieruit bleek dat beide SCIATs een goede interne betrouwbaarheid hebben (SCIAT Zelfbeeld: Spearman-Brown gecorrigeerde coëfficiënt = .75; SCIAT Faalangst: Spearman-Brown
gecorrigeerde coëfficiënt = .70; Field, 2009).
Opvallend was het hoge foutpercentage op beide SCIATs (SCIAT Zelfbeeld: M = 15.04, SD = 10.98, range: 0 – 48.21%; SCIAT Faalangst: M = 12.68, SD = 11.44, range: 0.89
-55.22%). Deelnemers met een foutpercentage van 30% of meer zijn niet meegenomen in de analyses met de desbetreffende SCIAT (Bruni & Schultz, 2010; Buhlman, Teachman, Gerberschagen, Kikul, & Rief, 2008). Bij de SCIAT Zelfbeeld gold dit voor 10 deelnemers (10.9%). Deze deelnemers verschilden niet van de andere deelnemers wat betreft
demografische gegevens (bekeken middels tweezijdige t-testen), maar bleken wel hogere scores te hebben op de CBSK-GE, t(90) = 2.19, p = .031, en lagere scores op de RSES, t(90)=-2.40, p = .019, en de SCIAT Zelfbeeld, t(90) = -2.09, p = .039. Op de SCIAT Faalangst hadden 8 deelnemers (8.8%) een te hoog foutpercentage. Zij waren gemiddeld jonger dan de deelnemers met minder fouten, t(89) = -2.34, p = .022, en scoorden hoger op de ZBV-K Nu, t(89) = 2.55, p = .013, en de PMT-K-2, t(15.49) = 2.59, p = .020. Van de 10 deelnemers met een te hoog foutpercentage op de SCIAT Zelfbeeld, hadden 5 deelnemers dit ook op de SCIAT Faalangst. De analyses met de SCIAT Zelfbeeld zijn uitgevoerd met N = 82 en de analyses met de SCIAT Faalangst met N = 83.
Correlatieanalyses
Middels Pearson’s correlatie coëfficiënt, Point-biserale correlaties of Kendall’s Tau, is gekeken naar de samenhang tussen de afgenomen testen en demografische gegevens van de kinderen. Hieruit bleek een significante negatieve correlatie tussen School en Leeftijd, rpb =
-.30, p = .003, waarbij de kinderen op school 4 jonger waren dan de kinderen op school 1 en 3, maar niet jonger dan de kinderen op school 2. Ook bleek een significante negatieve correlatie tussen School en NLT (Spreekt de Nederlandse Taal Thuis), rpb = -.32, p = .002, waarbij de
kinderen op school 4 minder vaak thuis Nederlands spraken dan de kinderen op de andere scholen. Daarnaast bleek de variabele School significant negatief samen te hangen met de scores op de PMT-K-2, rpb = -.28, p = .008, waarbij kinderen op school 3 minder faalangst
aangaven dan kinderen van andere scholen. Tussen NLT en scores op de RSES werd een significante positieve relatie gevonden, rpb = .29, p = .005, waarbij kinderen die thuis
Nederlands spraken aangaven een positiever zelfbeeld te hebben, dan kinderen die thuis geen Nederlands spraken.
De scores op de EMT vertoonden naar verwachting een significante positieve samenhang met de variabele Leeftijd, 𝜏𝜏 = .30, p < .001, en een significante negatieve samenhang met de variabele Dyslexie, rpb = -.34, p < .001; oudere kinderen scoorden hoger
op de EMT dan jongere kinderen en dyslectische kinderen lager dan kinderen zonder dyslexie. De scores op de EMT hingen verder significant positief samen met zowel de CBSK-SA, 𝜏𝜏 = .16, p = .028, de RSES, 𝜏𝜏 = .28, p < .001, als de SCIAT Zelfbeeld, r = .23, p = .042. Er werd geen samenhang gevonden tussen scores op de EMT en de (sub-)schalen voor faalangst. Met betrekking tot de variabelen die het expliciete zelfbeeld meten, werd een significante positieve samenhang gevonden tussen de CBSK-SA en CBSK-GE, 𝜏𝜏 = .23, p = .003, en de CBSK-SA en RSES, 𝜏𝜏 = .30, p < .001. Opvallend was dat de CBSK-S met geen enkele (sub-) schaal een samenhang vertoonde. De SCIAT Zelfbeeld laat een significante positieve
Tabel 3
Correlaties 1, Gemiddelden (M) en Standaarddeviaties (SD) per Variabele
Variabele2 1. 2. 3 4. 5. 6. 7. 8. 9. 10. 11. 12. 13. 14. 15. 1. Leeftijd - 2. Geslacht -.047 - 3. School -.303*** .054 - 4. NLT .185 -.150 -.322*** - 5. Dyslexie .041 .096 -.140 .091 - 6. EMT .299*** -.093 -.137 .170 -.342*** - 7. CBSK-S -.032 -.122 .088 -.120 -.017 .021 - 8. CBSK-SA .185* -.170 .027 .066 -.153 .162* -.016 - 9. CBSK-GE .093 -.076 -.044 .038 .038 .048 -.066 .227*** - 10. RSES .156* -.327*** -.080 .288** -.097 .282*** .027 .304*** .053 - 11. ZBV-K Nu .031 .017 -.004 -.002 .004 -.047 -.096 -.048 .092 -.146 - 12. ZBV-K Algemeen -.207** -.021 .042 .120 .038 .077 .045 -.288*** -.105 -.195** .091 - 13. PMT-K-2 -.024 -.087 -.276** .026 .070 -.013 .003 -.160* -.015 -.179* .147 .301*** - 14. SCIAT Zelfbeeld .019 -.047 .025 .099 -.140 .225* .020 .168 -.052 .025 .021 .011 .080 - 15. SCIAT Faalangst .016 .142 .148 -.052 .000 -.059 -.110 .043 -.017 -.153* .080 .137 .111 .111 - M 10.33 Meisje; N=48, Jongen; N=45 School 1 N=21 School 2 N=38 Nee N=10, Ja N=83 Geen dyslexie; N=87, Heeft wel dyslexie; N=6 63.92 13.33 16.78 16.78 21.00 28.77 31.64 7,45 .20 .17 SD 1.01 1.65 0.26 0.32 0.27 0.52 0.47 0.63 0.35 0.33 0.31 N 93 93 93 93 93 93 93 93 93 91 91 91 93 82 83 1
Correlaties zijn berekend middels Pearson correlaties (EMT, SCIAT Zelfbeeld), bij nominale variabelen middels de point-biserale correlaties (geslacht, school, NL en dyslexie) en bij schending van de normaliteitsassumtie middels Kendals Tau (overig)
2
NLT: Spreekt Nederlands thuis, EMT: Een Minuut Test, CBSK-S; Competentiebelevingsschaal voor Kinderen – Schoolvaardigheden, CBSK-SA; Competentiebelevingsschaal voor Kinderen – Sociale Acceptatie, CBSK-GE; Competentiebelevingsschaal voor Kinderen – Gevoelens van Eigenwaarde, RSES; Rosenberg Self Esteem Scale, ZBV-K; Zelfbeoordelingsvragenlijst voor Kinderen, PMT-K-2; Prestatiemotivatie Test voor Kinderen, SCIAT; Single Category Implicit Association Test.
samenhang zien met de CBSK-SA, 𝜏𝜏 = .17, p = .032, maar niet met de andere variabelen die het expliciete zelfbeeld meten. De expliciete variabelen voor faalangst lieten zien dat de PMT-K-2 een significante positieve samenhang vertoond met de ZBV-K Algemeen, rpb = .30,
p = .008. De beide subschalen van de ZBV-K hingen niet met elkaar samen. Zowel de PMT-K-2 als de ZBV-K Algemeen laten een significantie negatieve samenhang zien met de RSES; respectievelijk 𝜏𝜏 = .-18, p = .018 en 𝜏𝜏 = -.20, p = .009. De ZBV-K Algemeen hing daarnaast significant negatief samen met de CBSK-SA, 𝜏𝜏 = -.29, p < .001. Kinderen die aangeven minder angst te ervaren, geven daarmee aan een positiever zelfbeeld te hebben. De SCIAT Faalangst vertoonde een significante negatieve samenhang met de RSES, 𝜏𝜏 = -.15, p = .047. Dit kan wijzen op een toename van het expliciete zelfbeeld bij minder impliciet faalangst.
De Relatie tussen Technische Leesvaardigheid en Expliciet Zelfbeeld
Om te toetsen of technische leesvaardigheid (EMT) samen hangt met expliciet zelfbeeld (CBSK en RSES; hypothese 1) zijn verschillende meervoudige regressieanalyses uitgevoerd. De modellen werden zo opgebouwd dat de expliciete test (subschalen CBSK of RSES) gold als de afhankelijke variabele. In de eerste stap werden de basisvariabelen Leeftijd, Geslacht, NLT en Dyslexie toegevoegd. Aangezien de belangrijkste variabelen waarop de scholen van elkaar verschillen, Leeftijd en NLT, al worden meegenomen in de analyses, is besloten om school niet als extra basisvariabele toe te voegen. In stap twee werden de scores op de EMT toegevoegd. Voor significante modellen werd vervolgens nogmaals een meervoudige analyse gedraaid, maar zonder de basisvariabelen die tijdens de eerste analyse geen invloed op het model hadden.
verschillende subschalen van de CBSK was de verklaarde variantie van zowel stap 1 als stap 2 niet significant. Dit gold voor de subschalen
Zowel voor de CBSK-S als de CBSK-GE was de verklaarde variantie in zowel stap 1 als stap 2 niet significant (CBSK-S: stap 1; 𝑅𝑅2 = .04, F(4,88) = 0.80, p = .527, stap 2;
∆𝑅𝑅2 < .01, p = .617; CBSK-GE, stap 1: 𝑅𝑅2 =.03, F(4,88) = 0.49, p = .742, stap 2; ∆𝑅𝑅2 = .01, p = .336). Hieruit kan gesteld worden dat technische leesvaardigheid (EMT) niet samenhangt met het schoolse zelfbeeld (CBSK-S) of de gevoelens van eigenwaarde (CBSK-GE).
Voor de subschaal CBSK-SA bleek stap 1, 𝑅𝑅2 = .11, F(4,88) = 2.68, p = .037, een significant model te zijn, maar de toegenomen verklaarde variantie in stap 2 geen significante verbetering hierop, ∆𝑅𝑅2 = .02, p = .130. Opvallend was dat Leeftijd in stap 1 wel een
significante voorspeller bleek, 𝛽𝛽 = 0.70, p = .019, maar niet in stap 2, 𝛽𝛽 = 0.17, p = .135. Dit is opvallend en gezien de hoge samenhang tussen de basisvariabele Leeftijd en EMT, is besloten een tweede meervoudige regressieanalyse uit te voeren met in stap 1 de
basisvariabele leeftijd en in stap 2 de toevoeging van EMT. In deze tweede regressieanalyse was stap 1, 𝑅𝑅2 = .06, F(1,91) = 5.93, p = .017, significant en nam de verklaarde variantie in stap 2 significant toe, ∆𝑅𝑅2 = .04, p = .037. Opvallend is hierbij dat Leeftijd ook hier in stap 1 wel, 𝛽𝛽 = 0.25, p = .017, maar niet in stap 2, 𝛽𝛽 = 0.15, p = .168, een significante voorspeller was. In stap 2 bleek EMT wel een significante voorspeller, 𝛽𝛽 = 0.23, p = .037. Een
mogelijkheid is hier dat, aangezien EMT geen zuivere score van leesvaardigheid is en toeneemt met de leeftijd, de combinatie van zowel leeftijd als leesvaardigheid een hogere positieve samenhang vertonen met de scores op de CBSK-SA, dan wanneer enkel leeftijd als voorspeller wordt gebruikt.
De meervoudige regressie analyse met de RSES gaf ook, voor zowel stap 1, 𝑅𝑅2 = .21, F(4,88) = 5.94, p < .001, als voor stap 2, ∆𝑅𝑅2 = .08, p = .003, een significant model. In stap 1 waren de basisvariabelen Leeftijd, 𝛽𝛽 = .20, p = .040, Geslacht, 𝛽𝛽 = .28, p = .005, en NLT, 𝛽𝛽 = .22, p = .028, significant voorspellers, in stap 2 waren dit Geslacht, 𝛽𝛽 = .27, p = .005, en EMT, 𝛽𝛽 = .34, p = .003. Een tweede meervoudige regressieanalyse is uitgevoerd met alle
basisvariabelen met invloed in één van de twee stappen (Leeftijd, Geslacht, NLT). In deze tweede meervoudige regressieanalyse waren zowel stap 1, 𝑅𝑅2 = .20, F(3,89) = 7.55, p < .001, als stap 2, ∆𝑅𝑅2 = .09, p = .001, significant. De significante voorspellers bleven per stap gelijk aan de eerste regressieanalyse: stap 1 Leeftijd, 𝛽𝛽 = .20, p = .042, Geslacht, 𝛽𝛽 = .29, p = .004, en NLT, 𝛽𝛽 = .21, p = .035, en stap 2 Geslacht, 𝛽𝛽 = .27, p = .004, en EMT, 𝛽𝛽 = .33, p = .001. Naar aanleiding van dit model kan gesteld worden dat meisjes (M = 22.56, SD = 3.41) een positiever algemeen zelfbeeld hebben dan jongens (M = 19.33, SD = 5.81) en dat een betere technische leesvaardigheid samenhangt met een positiever algemeen zelfbeeld (RSES).
Samenvattend kan gesteld worden dat de technische leesvaardigheid (EMT) positief samen hangt met het algemene zelfbeeld (RSES) en het sociale zelfbeeld (CBSK-SA), maar niet samen hangt met het academisch zelfbeeld (CBSK-S) of de gevoelens van eigenwaarde (CBSK-GE). De verwachting dat een hogere technische leesvaardigheid samen hangt met een positiever zelfbeeld, is hierdoor niet onomstotelijk bevestigd.
De Relatie tussen Technische Leesvaardigheid en Expliciet Faalangst
Om te toetsen of technische leesvaardigheid (EMT) negatief samen hangt met expliciete, negatieve faalangst (ZBV-K en PMT-K-2; hypothese 2), zijn drie meervoudige
regressieanalyses uitgevoerd. De modellen waren hetzelfde opgebouwd als bij de
meervoudige regressieanalyses van expliciet zelfbeeld, waarbij de expliciete test gold als afhankelijke variabelen en de basisvariabelen in stap 1 werden toegevoegd aan het model en de scores op de EMT in stap 2.
Voor de twee subschalen van de ZBV werden aparte meervoudige regressieanalyses uitgevoerd. Voor de subschaal ZBV-K Nu gaf het model geen samenhang weer, stap 1; 𝑅𝑅2 = .00, F(4,86) = 0.05, p = .995, stap 2; ∆𝑅𝑅2 = .01, p = .296. Bij de subschaal ZBV-K Algemeen waren geen van beide modellen significant, stap 1; 𝑅𝑅2 = .09, F(4,86) = 2.21, p
= .074, stap 2; ∆𝑅𝑅2 < .01, p = .655. Leeftijd bleek echter in zowel stap 1, 𝛽𝛽 = -.29, p = .008, als in stap 2, 𝛽𝛽 = -.31, p = .010 wel een significante voorspeller te zijn. Naar aanleiding hiervan is een tweede regressieanalyse uitgevoerd met in stap 1 enkel de basisvariabele Leeftijd en in stap 2 de toevoeging van EMT. Hierbij bleek het model in stap 1 significant te zijn, 𝑅𝑅2 = .06, F(1,89) = 6.00, p = .016, met leeftijd als significante voorspeller, 𝛽𝛽 = -.25, p = .016, maar bleek EMT geen toegevoegde waarde te hebben, ∆𝑅𝑅2 < .01, p = .658. Hieruit kan worden opgemaakt dat leeftijd, maar niet technische leesvaardigheid, invloed heeft op de angstdispositie van het kind, waarbij jongere kinderen meer angst aangeven dan oudere kinderen. Bij de PMT-K-2 ontstond geen significant model in zowel stap 1, 𝑅𝑅2 = .02, F(4,86) = .37, p = .828, als in stap 2, ∆𝑅𝑅2 < .01, p = .700.
Uit deze resultaten kan worden opgemaakt dat de technische leesvaardigheid (EMT) geen samenhang vertoonde met verschillende vormen van expliciete angst (toestandsangst, ZBV-K Nu; angstdispositie, ZBV-K Algemeen; faalangst, PMT-K-2). Hierdoor wordt de tweede hypothese met betrekking tot negatieve faalangst niet bevestigd en kan niet worden gesteld dat technische leesvaardigheid samen hangt met negatieve faalangst.
De Relatie tussen Technische Leesvaardigheid en Impliciet Zelfbeeld en de Relatie tussen Technische Leesvaardigheid en Impliciet Faalangst
Om te toetsen of technische leesvaardigheid (EMT) positief samen hangt met impliciet zelfbeeld (SCIAT Zelfbeeld; hypothese 4) en negatief samen hangt met impliciet faalangst (SCIAT Faalangst, hypothese 5), zijn twee meervoudige regressieanalyses uitgevoerd. De SCIAT vormde steeds de afhankelijke variabele. In de eerste stap werden de basisvariabelen toegevoegd en in de tweede stap de scores op de EMT. Voor de SCIAT Zelfbeeld bleek zowel stap 1, 𝑅𝑅2 = .03, F(4,77) = 0.66, p = .621, als stap 2, ∆𝑅𝑅2 = .03, p = .106, niet significant. Ditzelfde gold voor de SCIAT Faalangst: stap 1, 𝑅𝑅2 = .03, F(4,78) = 0.55, p = .703, als stap 2,
∆𝑅𝑅2 = .01, p = .433. Uit deze resultaten kan worden opgemaakt dat de technische
leesvaardigheid geen samenhang vertoont met het impliciete zelfbeeld (SCIAT Zelfbeeld) of het impliciete faalangst (SCIAT Faalangst). Hierdoor kan zowel de vierde hypothese, met betrekking tot de relatie tussen de technische leesvaardigheid en impliciete zelfbeeld, als de vijfde hypothese, met betrekking tot de relatie tussen technische leesvaardigheid en faalangst, niet worden bevestigd.
Exploratieve Analyses
In eerste instantie is exploratief gekeken of impliciete testen dezelfde risicokinderen aanwijzen als expliciete testen, door de 25% laagste scores van een expliciete test te
vergelijken met de 25% laagste scores van de impliciete test van hetzelfde construct. Hiervoor zijn twee groepen gecreëerd: een groep kinderen met verhoogd risico (met een score die binnen de 25% laagste scores valt op de desbetreffende subtest) en kinderen zonder een verhoogd risico (overig). Uitzondering hierop waren de ZBV-K en PMT-K-2, waarbij hoogste 25% scores een risico aanduiden. De grens van 25% is arbitrair gekozen om het risico van te kleine cel groottes bij de Chi Square analyses te verkleinen. In Tabel 4 is weergegeven hoeveel kinderen per (sub-) schaal werden ingedeeld per groep.
Om te toetsen of de expliciete en impliciete testen dezelfde kinderen indeelden in een risicogroep, zijn twee Chi Square testen uitgevoerd. Bij de (sub-)schalen CBSK-S,
ZBV-K Nu en ZBV-K Algemeen werd de assumptie geschonden dat alle cellen minimaal 5 observaties moeten bevatten, voor deze (sub-)schalen is de Fisher’s Exact waarde gebruikt. Wanneer de expliciete testen voor zelfbeeld werden vergeleken met de SCIAT Zelfbeeld, bleek dat geen van de expliciete testen een significante overlap vertoonde met de SCIAT Zelfbeeld (alle p’s > .200). Wanneer de expliciete testen voor faalangst werden vergeleken met de SCIAT Faalangst, bleek ook hier geen significante overlap te bestaan (alle p’s > .100).
Tabel 4
Het Totaal aantal Kinderen per (Sub-)Schaal (N totaal), het aantal Kinderen
geïdentificeerd als hebbende een Risico per (Sub-)Schaal op basis van het 25%-Criterium en op basis van de Handleidingen (met de percentages van de geïdentificeerde groepen van het totaal aantal deelnemende Kinderen).
(Sub-) Schaal1 N totaal Kinderen geïdentificeerd met 25%-Criterium (met
percentages van N)
Kinderen geïdentificeerd met Handleiding (met percentages van N) CBSK-S 93 18 (19.4%) 42 (45.2%) CBSK-SA 93 20 (21.5%) 13 (14%) CBSK-GE 93 25 (26.9%) 37 (39.8%) RSES 93 22 (23.7%) - ZBV-K Nu 91 22 (24.2%) 15 (16.5%) ZBV-K Algemeen 91 21 (23.1%) 15 (16.5%) PMT-K-2 91 27 (29.0%) 3 (3.3%) SCIAT Zelfbeeld 82 20 (24.4%) 20 (24.4%) SCIAT Faalangst 83 20 (24.1%) 20 (24.1%) 1
CBSK-S; Competentiebelevingsschaal voor Kinderen –Schoolvaardigheden, CBSK-SA; Competentiebelevingsschaal voor Kinderen – Sociale Acceptatie, CBSK-GE;
Competentiebelevingsschaal voor Kinderen – Gevoelens van Eigenwaarde, RSES; Rosenberg Self Esteem Scale, ZBV-K; Zelfbeoordelingsvragenlijst voor Kinderen, PMT-K-2; Prestatiemotivatie Test voor Kinderen, SCIAT; Single Category Implicit Association Test.
Uit deze resultaten kan worden opgemaakt dat de expliciete testen niet dezelfde
risicokinderen aanwijzen als de impliciete test van hetzelfde construct. De verschillende testen classificeerden verschillende kinderen als behorende bij de zwakst scorende 25%.
In tweede instantie is getest of de gevonden samenhang tussen de impliciete en
expliciete testen anders was wanneer de cut-off scores uit de handleidingen van de expliciete testen werden gevolgd. Deze analyses zijn enkel uitgevoerd voor de (sub-)schalen van de CBSK, de ZBV-K en de PMT-K-2, waarbij opgemerkt moet worden dat de cut-off scores van de PMT-K-2 niet geschikt zijn voor de leeftijdscategorie van de huidige onderzoeksgroep. De geïdentificeerde kinderen per (sub-)schaal zijn te zien in Tabel 4, waarbij opvalt dat het aantal geïdentificeerde kinderen sterk afwijkt van de hiervoor gebruikte cut-off score van de 25% laagste scores. Bij de (sub-)schalen CBSK-S, ZBV-K Nu en ZBV-K Algemeen en PMT-K-2 werd de assumptie geschonden dat alle cellen minimaal 5 observaties moeten bevatten, voor deze (sub-)schalen is de Fisher’s Exact waarde gebruikt. Geen van de Chi Square analyses bleek significant (alle p’s > .400), waaruit opgemaakt kan worden dat de expliciete en impliciete testen geen significante overlap vertonen bij het identificeren van risicokinderen.
Discussie
Technische leesvaardigheid is een belangrijke vaardigheid die wordt aangeleerd op de basisschool. Tien procent van de leerlingen verlaat de basisschool echter zonder deze vaardigheid voldoende te beheersen. In het huidige onderzoek is gekeken of (1) de eerder geobserveerde positieve relatie tussen technische leesvaardigheid en expliciet zelfbeeld
(Burden, 2008; Gadayne et al., 2009) in de huidige onderzoeksgroep kon worden gerepliceerd, (2) er een negatieve relatie tussen technische leesvaardigheid en expliciete, negatieve
faalangst zou zijn, (3) er een negatieve relatie tussen technische leesvaardigheid en algemene internaliserende problematiek zou zijn, (4) er een positieve relatie tussen technische
leesvaardigheid en het impliciete zelfbeeld zou zijn en of (5) er een negatieve relatie tussen technische leesvaardigheid impliciete faalangst zou zijn. Exploratief is daarnaast gekeken of de ontworpen test van impliciet zelfbeeld dezelfde risicokinderen aanwijst als expliciete testen voor zelfbeeld en of de ontworpen test van impliciet faalangst dezelfde risicokinderen aanwijst als de expliciete testen voor faalangst. In het huidige onderzoek kan geen van de onderzochte hypothesen worden bevestigd.
Hypothese 1 gaf wel aanwijzingen voor een positieve samenhang tussen technische leesvaardigheid en elementen van het expliciet zelfbeeld. Er bleek een positieve samenhang te zijn tussen technische leesvaardigheid en het sociale en het algemene zelfbeeld, maar niet tussen technische leesvaardigheid en het academisch zelfbeeld of de gevoelens van
eigenwaarde. Burden (2008) concludeerde op basis van de samenhang tussen leesvaardigheid en verschillende elementen van zelfbeeld, waaronder het academisch zelfbeeld, dat er een positieve samenhang bestaat tussen leesvaardigheid en het algemene zelfbeeld. De samenhang met deze losse elementen, in het bijzonder met het academische zelfbeeld, is in het huidige onderzoek, onverwacht, niet gerepliceerd (Gadeyne et al., 2004). Twenge en Campbell (2001) geven aan dat dit mogelijk te verklaren is door de jonge leeftijd van de kinderen in het huidige onderzoek. Zij stellen dat jonge kinderen zichzelf op academisch vlak weinig vergelijken met anderen, gezien toetsing nog geen prominente rol inneemt in hun onderwijs. Pas wanneer kinderen hun prestaties op toetsen gaan vergelijken, zou het academisch zelfbeeld hierdoor negatief beïnvloed worden. De verschillen in resultaten met het onderzoek van Gadeyne et al. (2004) blijven echter onverwacht, gezien ook zij onderzoek deden bij basisschoolleerlingen. Het onderzoek van Gadeyne et al. (2004) is echter uitgevoerd bij kinderen met dyslexie. Slechts 3 tot 4 procent van de kinderen heeft dyslexie (Struiksma et al., 2006), waar 10 procent van de kinderen de technische leesvaardigheid onvoldoende beheerst. Eerder
groepen op basis van het werkgeheugen. Het is mogelijk dat voor beide groepen kinderen een andere relatie wordt gevonden tussen de leesvaardigheid en het zelfbeeld. Een tekortkoming in het huidige onderzoek is daarnaast het gebruik van de EMT om technische leesvaardigheid te meten. Gezien de EMT een momentopname is, kan het een vertekend beeld geven van de leesvaardigheid van kinderen. Daarbij is het zonder recente normering niet vast te stellen hoe de kinderen in vergelijking met de normgroep presteerden (Egberink et al., 2016a).
De huidige data gaf geen ondersteuning voor hypothese 2, de positieve samenhang tussen technische leesvaardigheid en expliciete, negatieve faalangst. Hier zijn verschillende verklaringen voor mogelijk. Als eerste is het mogelijk dat er geen effect is gevonden door de keuze van de expliciete testmaten. De ZBV-K meet geen faalangst, maar toestandsangst en angstdispositie (Bakker et al., 1989). Aangezien eerder onderzoek echter zowel faalangst als toestandsangst en angstdispositie terugvond bij kinderen met leesproblemen (Grills-Taquechel et al., 2012), leerproblemen (Whitaker Sena et al., 2007) en dyslexie (Carroll & Iles, 2006; Heiman & Precel, 2003), blijft de huidige uitkomst onverwacht. Als tweede is het mogelijk dat weinig kinderen in de huidige onderzoeksgroep last hebben van faalangst. De PMT-K-2 is niet geschikt voor afname bij kinderen jonger dan 10 jaar, maar het valt op dat slechts 3 (3,3%) kinderen middels de PMT-K-2 criteria last zouden hebben van faalangst. Dit is niet in lijn met eerder onderzoek (Je bibbers de baas, NJI.nl), waarbij minimaal 10 procent van de
onderzoeksgroep faalangst vertoonde. Als derde is het mogelijk dat ook bij deze hypothese de verschillen tussen onderzoeksgroepen in eerder onderzoek, het verschil in resultaten verklaard (dyslexie, Carroll & Iles, 2006; algemene leerproblemen, waaronder taal- en rekenproblemen, Heiman & Precel, 2003; Whitaker Sena et al., 2007). Een vierde verklaring is te vinden in de leeftijdsgroepen die eerdere onderzoeken hebben aangehouden: Zo hielden Carroll en Iles (2006) een leeftijdsgroep van 19.2 tot 24.0 jaar aan (M = 21.6, SD onbekend) en hielden Whitaker Sena et al. (2007) een leeftijdsgroep aan van 9 tot 19 jaar (M = 12.40, SD = 2.57).
De leeftijdsgroep van 8.2 tot 12.7 (M = 10.33, SD = 1.08) in het huidige onderzoek is opvallend jonger. Whitaker Sena et al. (2007) merkten in hun eigen onderzoek op dat de symptomen van faalangst veranderen als kinderen ouder worden; jonge kinderen voelen angst meer lichamelijk, terwijl oudere kinderen meer aandachts- en cognitieve problemen ervaren bij angst. Zowel de verschillende reverentiegroepen als de verschillen in leeftijd met eerder onderzoek zouden kunnen verklaren waarom in het huidige onderzoek geen samenhang gevonden is tussen technische leesvaardigheid en faalangst.
Door tegenvallende ouderrespons op de algemene gedragsvragenlijst kon hypothese 3, de samenhang tussen technische leesvaardigheid en algemene internaliserende problematiek, niet worden getoetst. Dit is een beperking van het huidige onderzoek; de oudervragenlijst was bedoeld als controle voor sociaal wenselijke antwoorden (Oosterveld & Vorst, 2010), de self-enhancement bias of positivity bias (Boseovski, 2010) en de self-ignorance bias (Gregg & Klymowsky, 2013). Daarnaast is het door het ontbreken van dit onderdeel niet mogelijk om de gevonden resultaten in een breder en algemener perspectief te plaatsen.
De vierde en vijfde hypothese hebben betrekking op de samenhang tussen de technische leesvaardigheid en impliciet zelfbeeld (hypothese 4) en impliciet faalangst (hypothese 5). Het huidige onderzoek kon geen van deze samenhangen bevestigen. Hierdoor is het mogelijk dat er geen samenhang is tussen technische leesvaardigheid en de beide impliciete constructen. Het is echter ook mogelijk dat de, in het huidige onderzoek gebruikte, SCIATs geen valide meetinstrumenten zijn voor de impliciete constructen. Zo is het aannemelijk dat de SCIAT Faalangst door de gebruikte woorden te specifiek is gericht op de angst voor lezen en niet op een meer algemene angst om te falen (gebruikte woorden waren; ‘Boek, ‘Dictee’, ‘Letters’ en ‘Woorden’ in de objectcategorie ‘Lezen’). Aangezien geen van de expliciete testen een specifieke angst voor lezen meet, is deze mogelijkheid binnen het huidige onderzoek niet uit te sluiten. De validiteit van de SCIAT Zelfbeeld zou in de toekomst kunnen worden bekeken
door de huidige SCIAT af te nemen naast impliciete testen met een duidelijkere
constructvaliditeit, zoals de Naam Letter Taak (Creemers, Scholte, Engels, Prinstein, & Wiers, 2012) of een voor volwassenen ontworpen SCIAT (Karpinsky & Steinman, 2006). Aangezien de SCIAT Faalangst tot op heden de enige test is om impliciet faalangst te meten, is het niet mogelijk deze test te vergelijken met gevalideerde testen.
De exploratieve analyses toonden aan dat de expliciete testen geen samenhang
vertoonden met beide SCIATs. Expliciete testen identificeerden niet dezelfde risicokinderen als impliciete testen. Vanzelfsprekend is het mogelijk dat bovenstaande argumenten over de in het huidige onderzoek gebruikte testmethoden ook hier gelden en er een vertekend beeld is ontstaan. Het uitblijven van deze samenhang zou ook theoretisch te verklaren zijn middels het Dual Process Model (DPM). Het DPM stelt dat de regulatieve (expliciete testen) en
automatische (impliciete testen) systemen onafhankelijke constructen zijn, die onafhankelijk van elkaar een waarde kunnen aannemen. Zowel Creemers et al. (2012) als De Jong et al. (2012) hebben laten zien dat expliciet en impliciet zelfbeeld los van elkaar een waarde kunnen aannemen en dat deze discrepantie betekenisvol kan zijn. Deze discrepantie, maar niet het impliciete zelfbeeld, voorspelt of er sprake is van internaliserende problematiek (Bos, Huijding, Muris, Vogel en Biesheuvel, 2010; Creemers et al., 2012). Het is ook mogelijk dat niet de discrepantie, maar de mogelijkheid tot reguleren hier belangrijk is; wanneer meer regulatie mogelijk is, wordt een groter beroep gedaan op de regulatieve denkprocessen en wanneer minder regulatie mogelijk is, wordt een beroep gedaan op automatische processen (Roefs et al., 2011; Salemink, Friese, Drake, Mackintosh en Hoppitt, 2013). In dat geval zijn zowel expliciete als impliciete testen voorspellers in verschillende situaties; expliciete testen voorspellen gedrag bij volledige controle, impliciete testen voorspellen gedrag bij stress, weinig motivatie of wanneer iemand niet beschikt over sterke regulatieve vaardigheden (Ouimet, Gawronski, & Dozois, 2009). Door aan toekomstig onderzoek een test toe te voegen
die de regulatieve vaardigheden meet, kan echter worden bekeken of de verschillen tussen beide constructen door regulatievaardigheden worden bepaald.
Het huidige onderzoek is het eerste onderzoek dat enerzijds kijkt naar de samenhang tussen technische leesvaardigheid en expliciet zelfbeeld en expliciet faalangst en anderzijds naar impliciet zelfbeeld en impliciet faalangst. Geen van de hypothesen konden in het huidige onderzoek worden bevestigd. Het huidige onderzoek geeft echter belangrijke aanwijzingen voor vervolgonderzoek: als eerste is duidelijk geworden dat onderzoek naar kinderen met een zwakke technische leesvaardigheid, mogelijk niet te vergelijken is met onderzoek naar dyslexie of andere leerproblemen. Voor vervolgonderzoek is het van belang dat deze groepen van elkaar worden onderscheiden en waar mogelijk met elkaar worden vergeleken. Als tweede heeft het huidige onderzoek een bijdrage geleverd door impliciete testen te
ontwikkelen. Vervolgonderzoek zal moeten uitwijzen of deze testen in de toekomst geschikt zullen blijken voor screening bij kinderen op zelfbeeld- en faalangstproblematiek, zodat de (sub-) klinische risico’s van kinderen met een lage technische leesvaardigheid vroeg kan worden (h)erkend.
Referenties
Achenbach, T. M., Becker, A., Döpfner, M., Heiervang, E., Roessner, V., Steinhausen, H.-C., et al. (2008). Multicultural assessment of child and adolescent psychopathology with ASEBA and SDQ instruments: Research findings, applications, and future directions. Journal of Child Psychology and Psychiatry, 49, 251-275. DOI: 10.1111/j.1469-7610.2007.01867.x
Bakker, F. C., Wieringen, P. C. W. van, Ploeg, H. M. van der, & Spielberger, C. D. (1989). Handleiding bij de Zelf-Beoordelings-Vragenlijst voor Kinderen. Een Nederlandse bewerking van de State-Trait Anxiety Inventory for Children (STAIC) van Spielberger e.a. Swets Test Service.
Baron, A. S., & Banaji, M. (2006). The development of implicit attitudes: Evidence of race evaluations from ages 6 and 10 and adulthood. Psychological Science, 17, 53-58. DOI: 10.1111/j.1467-9280.2005.01664.x
Bos, A. E. R., Huijding, J., Muris, P., Vogel, L. R. R., & Biesheuvel, J. (2010). Global, contingent and implicit self-esteem and psychopathological symptoms in adolescents. Personality and Individual Differences, 48, 311-316. DOI: 10.1016/j.paid.2009.10.025 Boseovski, J. J. (2010). Evidence for “rose-colored glasses”: An examination of the positivity
bias on young children’s personality judgments. Child Development perspectives, 4, 212-218. DOI: 10.1111/j.1750-8606.2010.00149.x
Bruni, C. M., & Schultz, P. M. (2010). Implicit beliefs about self and nature: Evidence from an IAT game. Journal of Environmental Psychology, 30, 95-102. DOI:
10.1016/j.jenvp.2009.10.004
Brus, B. Th., & Voeten, M. J. M. (1972). Een-Minuut-Test. Nijmegen: Berkhout B. V.
Buhlmann, U., Teachman, B. A., Gerbershagen, A., Kikul, J., & Rief, W. (2008). Implicit and explicit self-esteem and attractiveness beliefs among individuals with body dysmorphic
disorder. Cognitive Therapy and Research, 32, 213-225. DOI: 10.1007/s10608-006-9095-9
Burden, R. (2008). Is dyslexia necessarily associated with negative feelings of self-worth? A review and implications for future research. Dyslexia, 14, 188-196. DOI:
10.1002/dys371
Carroll, J. M., & Iles, J. E. (2006). An assessment of anxiety levels in dyslexic students in higher education. British Journal of Educational Psychology, 76, 651-662. DOI: 10.1348/000909905X66233
Creemers, D. H. M., Scholte, R. H. J., Engels, R. C. M. E., Prinstein, M. J., & Wiers, R. W., (2012). Implicit and explicit self-esteem as concurrent predictors of suicidal ideation, depressive symptoms, and loneliness. Journal of Behavior Therapy and Experimental Psychiatry, 43, 638-646. DOI: 10.1016/j.jbtep.2011.09.006
Creemers, D. H. M., Scholte, R. H. J., Engels, R. C. M. E., Prinstein, M. J., & Wiers, R. W., (2013). Damaged self-esteem is associated with internalizing problems. Frontiers in Psychology, 4 (152), 1-7. DOI:10.3389/fpsyg.2013.00152
Cvencek, D., Greenwald, A. G., & Meltzoff, A. N. (2011). Measuring implicit attitudes of 4-year-olds: The preschool implicit association test. Journal of Experimental Child Psychology, 109, 187-200. DOI: 10.1016/j.jecp.2010.11.002
Diamond, A. (2013). Executive functions. Annual Review of Psychology, 64, 153-168.
Egberink, I.J.L, Janssen, N. A. M. & Vermeulen, C.S.M. (8 januari 2016a). Cotan beoordeling 1981, Eén Minuut Test (EMT). Bekeken via www.cotandocumentatie.nl
Egberink, I.J.L, Janssen, N. A. M. & Vermeulen, C.S.M. (8 januari 2016b). Cotan
beoordeling 1992, Zelfbeoordelingsvragenlijst voor Kinderen (ZBV-K). Bekeken via
Egberink, I.J.L, Janssen, N. A. M. & Vermeulen, C.S.M. (8 januari 2016c). Cotan beoordeling 1998, Competentiebelevingsschaal voor Kinderen (CBSK). Bekeken via
www.cotandocumentatie.nl
Egberink, I.J.L, Janssen, N. A. M. & Vermeulen, C.S.M. (8 januari 2016d). Cotan beoordeling 2011, Prestatie Motivatie Test voor kinderen (PMT-K-2). Bekeken via
www.cotandocumentatie.nl
Egberink, I.J.L, Janssen, N. A. M. & Vermeulen, C.S.M. (8 januari 2016e). Cotan beoordeling 2013, Child Behaviour Checklist (CBCL). Bekeken via www.cotandocumentatie.nl
Franck, E., Raedt, R. de, & Houwer, J. de (2007). Implicit but not explicit self-esteem predicts future depressive symptomatology. Behaviour Research and Therapy, 45, 2448-2455. DOI: 10.1016/j.brat.2007.01.008
Field, A. (2009). Discovering Statistics using SPSS. London: SAGE Publications Ltd. Gadeyne, E., Ghesquière, P., & Onghena, P. (2004). Psychosocial functioning of young
children with learning problems. Journal of Child Psychology and Psychiatry, 45, 510-521. DOI: 10.1111/j.1469-7610.2004.00241.x
Greenwald, A. G., Nosek, B. A., & Banaji, M. R. (2003). Understanding and using the implicit association test: I. An improved scoring algorithm. Journal of Personality and Social Psycology, 85, 197-216. DOI: 10.1037/0022-3514.85.2.197
Gregg, A. P., & Klymowsky, J. (2013). The implicit association test in market research: potentials and pitfalls. Psychology and Marketing, 30, 588-601. DOI:
10.1002/mar.20630
Grills-Taquechel, A. E., Fletcher, J. M., Vaughn, S. R., & Steubing, K. K. (2012). Anxiety and reading difficulties in early elementary school: Evidence for unidirectional- or bi-directional relations? Child Psychiatry and Human Development, 43, 35-47. DOI: 10.1007/s10578-011-0246-1
Hermans, H. J. M. (1976). PMT: Prestatie motivatie test handleiding [Achievement motivation questionnaire manual]. Amsterdam: Swets & Zeitlinger.
Heiman, T., & Precel, K. (2003). Students with learning disabilities in higher education: Academic strategies profile. Journal of Learning Disabilities, 36, 248-258. DOI: 10.1177/002221940303600304
Hirsch, E. D. (2003). Reading comprehension requires knowledge – of words and the world. American Educator, spring 2003, 10-29.
Houben, K., Roefs, A., & Jansen, A. (2010). Guilty pleasures. Implicit preferences for high calorie food in restrained eating. Apperite, 55, 18-42. DOI: 10.1016/j.appet.2010.03.003 Jong, P. J. de, Sportel, B. E., & Nauta, M. H. (2012). Co-occurrence of social anxiety and
depression symptoms in adolescence: Differential links with implicit and explicit self-esteem? Psychological Medicine, 42, 475-484. DOI: 10.1017/S0033291711001358 Jordan, C. H., Whitfield, M., & Ziegler-Hill, V. (2007). Intuition and the correspondence
between implicit and explicit self-esteem. Journal of Personality and Social Psychology, 93, 1067-1079. DOI: 10.1037/0022-3514.93.6.1067
Karpinsky, A., & Steinman, R. B. (2006). The single category implicit association test as a measure of implicit social cognition. Journal of Personality and Social Psychology, 91, 16-32. DOI: 10.1037/0022-3514.91.1.16
Meltzer, L., Reddy, R., Pollica, L. S., Roditi, B., Sayer, J., & Theokas, C. (2004). Positive and negatieve self-perceptions: Is there a cyclical relationship between teachers’ and
students’ perceptions of effort, strategy use, and academic performance? Learning Disabilities Research & Practice, 19, 33-44. DOI: 10.1111/j/1540-5826.2004.00087.x Morgan, P. L., Farkas, G., & Wu, Q. (2012). Do poor readers feel angry, sad, and unpopular?
Nosek, B. A., Greenwald, A. G., & Banaji, M. R. (2007). The implicit association test at age 7: A methodological and conceptual review (Pp.265-292). In J. A. Bargh (ed.), Automatic processes in social thinking and behavior. Psychological Press.
Oosterveld, P., & Vorst, H. C. M. (2010). Testconstructie en Testonderzoek. Amsterdam: Universiteit van Amsterdam.
Ouimet, A. J., Gawronski, B., & Dozois, D. J. A. (2009). Cognitive vulnerability to anxiety; A review and an integrative model. Clinical Psychology Review, 29, 459-470. DOI: 10.1016/j.cpr.2009.05.004
Roefs, A., Huijding, J., Smulders, F. T. Y., MacLeod, C. M., Jong, P. J. de, & Wiers, R. W. (2011). Implicit measures of association in psychopathology research. Psychological Bulletin, 137, 149-193. DOI: 10.1037/a0021729
Rosenberg, M. (1979). Conceiving the Self. New York: Basic Books.
Salemink, E., Friese, M., Drake, E., Mackintosh, B., & Hoppitt, L. (2013). Indicators of implicit and explicit social anxiety influence threat-related interpretive bias as a
function of working memory capacity. Frontiers in Human Neuroscience, 7 (220), 1-6. DOI: 10.3389/fnhum.2013.00220
Schmitt, D. P., & Allik, J. (2005). Simultaneous administration of the Rosenberg Self-Esteem Scale in 53 nations: Exploring the universal and culture-specific features of global self-esteem. Journal of Personality and Social Psychology, 89, 623-642. DOI:
10.1037/0022-3514.89.4.623
Struiksma, C., Scheltinga, F., & Efferen-Wiersma, E. Van,. (2006). De Rotterdamse aanpak dyslexie, evaluatie van een project. Tijdschrift voor Orthopedagogiek, 45, 170-181. Swanson, H. L., & Jerman, O. (2007). The influence of working memory on reading growth
in subgroups of children with reading disabilities. Journal of Experimental Child Psychology, 96, 249-283.
Spielberger, C. D., & Edwards, C. D. (1973). State-trait Anxiety Inventory for Children:
STAIC: How I Feel Questionnaire: Professional Manual. Mind Garden.
Thrash, T. M., & Elliot, A. J. (2002). Implicit and self-attributed achievement motives: Concordance and predictive validity. Journal of Personality, 70, 729-756.
DOI: 10.1111/1467-6494.05022
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. DOI: 10.1207/S15327957PSPR0504_3
Veerman, J. W., Straathof, M. A. E., Treffers, D. A., Bergh, B. R. H., van den, & Brink, L. T., ten. (1997). Handleiding Competentie-belevingsschaal voor Kinderen (CBSK). Swets & Zeitlinger, Lisse.
Vernooy, K. (2002). Elk kind een lezer. Jeugd in School en Wereld, 87 (1), 12-17.
Whitaker Sena, J. D., Lowe, P. A., & Lee, S. W. (2007). Significant predictors of test anxiety among students with and without learning disabilities. Journal of Learning Disabilities, 40, 360-376. DOI: 10.1177/0022219407000040601
Wiers, R. W., Gladwin, T. E., Hofmann, W., Salemink, E., & Ridderinkhof, K. R. (2013). Cognitive bias modification and cognitive control training in addiction and related psychopathology: Mechanisms, clinical perspectives , and ways forward. Clinical Psychological Science, 1, 192-212. DOI: 10.1177/2167702612466547
Bijlage 1: Actieve Informed Consent
Amsterdam, Mei 2015 Geachte ouders/verzorgers,
In het kader van mijn studie aan de Universiteit van Amsterdam doe ik, Lisanne van Bree (Master Klinische Ontwikkelingspsychologie), in samenwerking met het Rudolf Berlin Center (samenwerkingsverband tussen de UvA en het IWAL), onderzoek naar het verband tussen leesvaardigheid en de sociaal emotionele ontwikkeling van kinderen tussen de 8 en 12 jaar (groep 5 tot en met 8 van de basisschool). School X verleent haar medewerking aan dit onderzoek. Het onderzoek zal plaatsvinden op Datum Y en zal in twee delen worden uitgevoerd, die samen ongeveer een uur tijd kosten. In overleg met de leerkrachten van de groepen wordt een indeling gemaakt.
Doel van het onderzoek
Het onderzoek is gericht op het bekijken van de relatie tussen leesvaardigheid en de sociaal emotionele ontwikkeling van het kind. Hierbij kijken we vooral naar zelfbeeld en faalangst. Het doel van het onderzoek is om een goed onderscheid te kunnen maken tussen kinderen met en zonder problemen in deze gebieden.
Instructie en procedure
Uw kind zal worden gevraagd een computertaak af te nemen. Deze taak bekijkt de associaties die uw kind heeft met zichzelf (taak 1) of lezen (taak 2); kinderen worden hiervoor gevraagd om zo snel mogelijk woorden in categorieën te sorteren. De computertaak is niet belastend en van tevoren zal uw kind een uitgebreide uitleg krijgen over de inhoud van de computertaak. Gedurende de hele taak zal de uitvoerend onderzoeker aanwezig zijn om uw kind te
begeleiden. Onze ervaring leert dat de kinderen het leuk vinden om deze taak uit te voeren. Naast de computertaak worden bij alle kinderen vragenlijsten afgenomen die inzicht geven in het zelfbeeld- en de faalangstniveaus van het kind. Op een ander moment krijgen de kinderen een korte leestest. Deze test duurt slechts één minuut, waarin de kinderen zoveel mogelijk woorden voorlezen.
Naast de taken waar uw kind aan deelneemt, is er ook één vragenlijst waarvoor we uw medewerking vragen. Hieronder staat een link waarop u, op een door u gekozen moment, de vragenlijst zou kunnen invullen. Gevraagd wordt om de naam van uw kind in te vullen, dit is enkel om de resultaten van verschillende testen aan elkaar te koppelen. Namen zullen niet herleidbaar zijn tot testresultaten.
De link naar de vragenlijst is: bit.ly/oudervragenlijst
Na afloop van het onderzoek zal u op de hoogte worden gesteld van de resultaten. Er zullen geen uitspraken worden gedaan over individuele prestaties aangezien het onderzoek groepen kinderen vergelijkt. Alle gegevens worden volledig anoniem verwerkt.
