DE PSYCHOMETRISCHE EIGENSCHAPPEN VAN EEN NEDERLANDSTALIGE VERSIE VAN DE ROSENBERG-ZELFWAARDERINGSSCHAAL.
(Kevin Bruynooghe, Piet Bracke, Mieke Verhaeghe)

Diagnostiek-wijzer, jaargang 6, Nr.4, november 2003, 136-145

Zelfwaardering, het is een van de meest frequent gemeten concepten in sociaal en psychologisch onderzoek. Dit, omwille van zijn gevolg voor individueel functioneren en het handhaven in de samenleving. Zo kan een lage zelfwaardering, component zijn van verscheidene psychologische aandoeningen.

Ondanks het feit dat dit concept zo vaak gebruikt wordt, blijft het een zwak gedefinieerd construct. Toch bevatten de vele definities van zelfwaardering een aantal gemeenschappelijke elementen. (1)Een notie van reflexiviteit in het zelf, (2)een evaluatie van het zelf en (3)een affectieve reactie op die evaluatie. Van de verschillende meetprocedures, is de Rosenberg-zelfwaarderingsschaal op dit moment de meest gebruikte.

Deze schaal zal de persoon als geheel beoordelen. Globale zelfwaardering (↔ specifieke zelfwaardering). Wat belangrijk is om het algemeen psychisch welbevinden van de persoon te beoordelen. Daarnaast meet ze ook een stabiele zelfwaardering, die de nadruk legt op de permanente, stabiele component van het zelfbeeld.

De betrouwbaarheid van deze schaal wordt door vele studies bevestigd. In eerdere onderzoeken werden al pha-waarden gevonden van 0,85 tot 0,87 (Bracke, 2001; Verhaege, 2002), 0,83 tot 0,90 (Torrey, Mueser, McHugo en Drake, 2000), 0,82 (Arns en Linney, 1993).

Initiëel is deze schaal als een unidimensionele schaal ontworpen. Exploratorische factoranalyses vonden echter vaak twee factoren, nl. (A)positief verwoorde items en (B)negatief verwoorde items. Over de interpretatie van beide factoren bestaat echter nog heel wat onzekerheid. Volgens sommigen gaat het om twee inhoudelijk te onderscheiden factoren, volgens anderen om een methode-effect van de positief en negatief geformuleerde items.

In het eerste geval onderscheid men zelfvertrouwen (positief item) en zelfdepreciatie (negatief item). Indien deze werkelijk inhoudelijk zouden verschillen, dienen ze verschillend te correleren met een externe factor. Owens kwam in zijn onderzoek tot de bevinding dat zelfvertrouwen correleert met prosociaal gedrag en zelfontwikkeling. Zelfdepreciatie correleerde dan weer met verminderd psychologisch en sociaal welbevinden. Ingham en anderen vonden dan weer dat gebrek aan een vertrouwenspersoon correleert met de negatieve items, maar niet met de positieve.Carmines en Zeller vonden geen differentiële correlaties, terwijl ze er expliciet naar op zoek gingen.

In het andere geval gaat het om een twee-factorstructuur, die ontstaat door de positieve en negatieve verwoording van de items. Uit vorig onderzoek is gebleken dat er moeilijkheden ontstaan met de negatief verwoorde items bij mensen met geringe taalvaardigheid. Volgens Marsh leidt dit onvolledig begrijpen tot verschillend antwoorden. Het naar voor komen van de twee factoren wordt dus louter veroorzaakt door de verwoording van de items. Empirisch wordt dit ondersteund door de bevinding dat positieve en negatieve items meer gaan correleren met een stijgende taalvaardigheid.

Methode

Men gaat er in dit onderzoek vanuit dat de zelfwaarderingsschaal slechts één dimensie is van het multi-dimensioneel meetinstrument om de levenskwaliteit van psychiatrische patiënten in extramurale omstandigheden te bepalen.

Data voor dit onderzoek werd gehaald uit dagactiviteiten centra (meer chronische problematiek) en revalidatie centra. De steekproef werd genomen door middel van een clustersteekproeftrekking in twee fasen.

Fase1: Selectie van de organisatie

Afzonderlijk voor de dagactiviteiten centra (n=32) en de revalidatie centra (N=7)

Fase2: Selectie van cliënten binnen een organisatie

Het aantal geselecteerden per centra is afhankelijk van het gemiddeld aantal bezoekers per dag.
(N=524; ♀=40%, ♂=60%; Lftd 17j-80j, gem.=45j)

Voor de test werd de Nederlandse Rosenberg-zelfwaarderingsschaal (Vertaling: Brutsaert 1993) gebruikt. De vragenlijsten werden groepsgewijs afgenomen. Één of twee onderzoekers waren aanwezig om, indien nodig, hulp te bieden.

Verloop van de analyse

De betrouwbaarheid werd nagegaan met Cronbach’s alpha (0,85). In een volgende stap is een exploratorische en confirmatorische factoranalyse uitgevoerd. Voor de bevestigende factoranalyse kunnen 4 modellen naar voor geschoven worden.

(1) Een één-factormodel → één factor zelfwaarde, die adequaat gemeten wordt door de items.

(2) Twee-factormodel → positieve en negatieve zelfwaarde zijn inhoudelijk te onderscheiden.

(3) Hiërarchisch model → Een globale factor zelfwaarde, met zelfvertrouwen en zelfdepreciatie als subdimensies.

(4) Een factormodel met gecorreleerde residuelen → tussen de negatief geformuleerde items.

1. Geen enkele fit index bereikt een aanvaardbare waarde.

2. Er worden beter waarden dan bij (1) gevonden. Maar, deze zijn nog steeds niet aanvaardbaar.

3. Aanvaardbare overeenkomst met de data.

4. Een nog betere overeenkomst dan bij (4)

Bij het Hiërarchisch model moeten de positieve en negatieve items differentieel correleren met externe constructen. Bij onderzoek blijkt echter dat de gevonden correlaties weinig steun bieden aan de hypothese van twee inhoudelijk te onderscheiden factoren. De alternatieve hypothese, die uitgaat van een factormodel met gecorreleerd residuelen wordt dus aantrekkelijker. Voor dit model stelt men (in navolging van marsh), dat de correlatie tussen beide items zal stijgen wanneer de verbale mogelijkheden van de respondent stijgen. Daar er geen data beschikbaar was over de verbale capaciteiten van de respondenten, wordt hun opleidingsniveau als benadering hiervoor gebruikt. Men bekomt een sterk stijgende correlatie van de items naarmate het opleidingsniveau toeneemt. Dit wijst op een methode-effect, veroorzaakt door de positieve en negatieve verwoording van de items.

De ernst en de implicaties van de problemen met de negatieve items moeten echter sterk worden gerelativeerd. De Cronbach’s alpha voor de laagst opgeleide respondenten bedraagt 0,83. Deze ligt nog steeds in de buurt van ven e vooropgestelde 0,85 voor een schaal met 12 items (Swanborn, 1988).

De Vraag wordt ook gesteld of de gewone somscores nog gebruikt kunnen worden nu men weet dat er twee factoren aanwezig zijn. De afzonderlijke factorscores en ruwe somscores vertonen nog een correlatie van minstens 0,98. Deze effecten zijn echter niet sterk genoeg om de betrouwbaarheid en validiteit van de schaal in het gedrang te brengen.

Bart NIJS