Betrouwbaarheid van de Zelfbeeldtest

Karina de Groot, 2010, ©Psy-Image

Dit artikel beschrijft de ontwikkeling, statistische analyses, betrouwbaarheid en validiteit van de Zelfbeeldtest van Psy-Image. De zelfbeeldtest geeft weer hoe iemand zichzelf inschat op zes eigenschappen die belangrijk zijn in het dagelijks functioneren. Dit vertelt hoe iemand op dit moment tegen zichzelf aankijkt en welke interne vermogens iemand in huis denkt te hebben om goed te kunnen functioneren in het dagelijks leven.

Constructie en ontwikkeling van de zelfbeeldtest

De eerste versie van de zelfbeeldtest werd ontwikkeld in 2003. Het bestond uit totaal 64 vragen die acht eigenschappen in kaart brachten. De keuze van de eigenschappen werd gebaseerd op wetenschappelijk onderzoek (de Groot, 1996) naar de eigenschappen die een rol spelen bij het omgaan met diverse stressvolle situaties, en vooral het omgaan met stress bij het ondergaan van een operatie. Uit verschillend onderzoek bleek dat optimisme (Chamberlain, Petrie & Azariah, 1992, Carver et al, 1993) weinig angst (Manyande & Salmon 1992, Taenzer et al. 1986), en vermoeidheid (Jenkins, Stenton & Jono, 1994, de Groot, et. al. 1996, de Groot et al., 1997) belangrijke voorspellers waren van het goed omgaan met stress.
Naast kennis uit wetenschappelijk onderzoek werd de keus voor bepaalde eigenschappen verder gebaseerd op psychologische behandelmethoden binnen de cognitieve gedragstherapie en behandelprotocollen voor angst en burn-out klachten. In protocollen voor de behandeling van diverse psychologische klachten (Keijsers, van Minnen, & Hoogduin, 1996) wordt onder andere gebruik gemaakt van het vergroten vaardigheden of veranderen van eigenschappen om klachten te verminderen.

Belangrijke thema’s in een behandeling zijn:

• Het verminderen van een negatief beeld van zichzelf ofwel het vergroten van zelfwaardering (Abersnagel, Emmelkamp en Hoofdakker, 1998; Beck, 1995; Berndes en Emmelkamp, 1999; Dickson, 2001; Hawton en Kirk, 1998; Korrelboom en Kernkamp, 1993),
• Herminderen van een negatieve toekomstperceptie (Beck, 1995; Keijsers, van Minnen, & Hoogduin, 1996),
• Het verbeteren van sociale vaardigheden zoals assertiviteit (Boelens, 1996;  Dickson, 2001; Dyck et al., 1998; Orlemans et al, 1996; Ivey et al, 1987),
• Het leren hanteren van stress (Hoogduin et al. 1996; van der Klink en Terluin, 1996, Schouten, 2001),
• Het leren verdragen van angst ofwel angsttolerantie (Emmelkamp, Bouman en Scholing, 1995; Hawton en Kirk, 1998),
• Het beheersen van impulsen (Beck en Freeman, 1990; Linehan, 2002),
• Het verbeteren van doelmatigheid of efficiëntie (Beck,1995; Hawton en Kirk, 1998),
• En het toetsen van gedachten aan de realiteit (Beck, 1995; Korrelboom en Kernkamp, 1993; Bögels en Oppen, 1999).

Sommige van deze eigenschappen lijken op persoonseigenschappen. De ene persoon is er van nature beter in dan de andere. Mijn uitgangspunt was echter dat er daarnaast veranderbare eigenschappen zijn waar mensen zichzelf in kunnen verbeteren. Op basis van de genoemde literatuur en wetenschappelijk onderzoek heb ik aan het begin van de ontwikkeling van de vragenlijst acht eigenschappen gekozen die met behulp van begeleiding te verbeteren zijn:
Zelfwaardering, optimisme, angsttolerantie, opkomen voor jezelf, stresshantering, impulscontrole, doelmatigheid en realiteitsbesef. Dit zijn allemaal eigenschappen die cliënten met behulp van doelen tijdens een begeleiding kunnen verbeteren. Het zijn actiegerichte en veranderingsgerichte eigenschappen. Met behulp van bijvoorbeeld cognitieve gedragstherapie kun je leren jezelf meer te waarderen, een positievere kijk op de toekomst te krijgen, angst beter te leren verdragen, op te komen voor jezelf, beter te leren omgaan met stress, meer contact te krijgen met de realiteit en je impulsen beter te controleren.
Na de keus van de eigenschappen werden er per eigenschap een aantal vragen geformuleerd. Bij het formuleren van de vragen werd er op gelet dat de vragen te maken hebben met gevoelens of gedachten die mensen over zichzelf hebben die kunnen veranderen doordat de omstandigheden of vaardigheden veranderen.
Verder werd vanaf het begin rekening gehouden met een aantal technische aspecten van het construeren van vragenlijsten (Kidder & Judd, 1987, Crocker & Algina, 1986) zoals het vermijden van ontkenningen in een vraag, het formuleren van ongeveer even veel positief als negatief gestelde vragen en eenvoud van woordkeus.
Deze lijst is gedurende een jaar gebruikt binnen een reïntegratiebedrijf. De lijst werd bij 140 patiënten afgenomen. De interne consistentie van de schalen werd berekend. Er werd een eerste factoranalyse en een itemanalyse uitgevoerd.
Naar aanleiding van deze analyses werden een aantal vragen veranderd. Vragen die een scheve verdeling toonden, die de een dubbele lading hadden op factoren of een lading lager dan .30 (Stevens 1992) werden vervangen door nieuwe vragen die inhoudelijk meer op de onderliggende schaal leken. In de volgende ontwikkelingsfase werden de vragen die niet goed laadden op de factor waar ze inhoudelijk bij hoorden, vervangen door nieuwe vragen.

Analyse van de vragenlijst met 38 vragen

Naar aanleiding van de analyses werd een nieuwe versie van de zelfbeeldtest gemaakt bestaande uit 38 vragen. Deze versie brengt de volgende eigenschappen in kaart:

• Hoofdschaal Zelfvertrouwen
• Vermogen tot zelfwaardering
• Vermogen tot optimisme
• Hoofdschaal Sociaal vertrouwen
• Vermogen tot angsttolerantie
• Vermogen tot opkomen voor jezelf
• Hoofdschaal Vertrouwen in eigen stabiliteit
• Vermogen tot stresshantering
• Vermogen tot realiteitsbesef

Zelfbeeld: totaal van de zes schalen
Checkvragen: Eigen indruk

Deze vragenlijst werd nu afgenomen bij een steekproef in de bevolking via internet. De vragenlijst is in 2009 op de website van Psy-Image geplaatst. Op deze site kon iedereen de zelfbeeldtest gratis invullen.

Psychometrische eigenschappen van de zelfbeeldtest op internet;

De eerste analyses werden gedaan bij 180 mensen die de lijst hebben ingevuld via internet.
De interne consistentie van de schalen, alfa, werd berekend.
Interne consistentie (alpha):

Factoranalyse van de zelfbeeldtest

Bij een groep van 180 mensen werd een eerste factoranalyse uitgevoerd. Een principale-componenten analyse met varimax-rotatie en drie gedwongen factoren leverde drie factoren op met elk tenminste vijf ladingen hoger dan 0.60. Bij 180 personen kunnen ladingen van 0.40 betrouwbaar geïnterpreteerd worden (Stevens, 1992). De totaal verklaarde variantie met deze drie factoren was 48,1%.
Op de eerste component (eigenwaarde 15,7) laadden zes vragen van zelfwaardering met een lading boven 0.53, vijf vragen van optimisme met een lading van 0.65 en hoger, en een vraag van realiteitsbesef (0.55).
Op de tweede component (eigenwaarde 2,7) laadden vijf vragen van stresshantering met een lading hoger dan 0.60, drie vragen van realiteitbesef met een lading van 0.48 en hoger, en een van optimisme (0.65).
Op de derde component (eigenwaarde 1,7) laadden vijf vragen van angsttolerantie met lading 0.47 of hoger, en vijf van opkomen voor zichzelf met lading van 0.60 en hoger.
De factoranalyse ondersteunt de indeling in drie hoofdfactoren bij deze lijst goed.
Er waren vier vragen die geen duidelijke lading hadden op een van de factoren. Deze vragen zijn geherformuleerd in de volgende versie van de vragenlijst.
Er werden vervolgens steeds nieuwe factoranalyses uitgevoerd bij nieuwe groepen cliënten die de test invulden op internet. Dit ging om een groep van 319 cliënten, 216 cliënten en 220 cliënten. Ook werd steeds de interne consistentie van de schalen bekeken. Om de interne consistentie te verbeteren werden naar aanleiding van de analyses steeds enkele vragen geherformuleerd.

Hier worden de interne consistentie en factoranalyse bij een nieuwe groep van 220 mensen gegeven. De interne consistentie van de schalen, alfa, werd weer berekend.
Alfa per schaal:

Een principale componentenanalyse met varimax-rotatie en drie gedwongen factoren leverde drie factoren op met elk tenminste acht ladingen hoger dan 0.50. De totaal verklaarde variantie met deze drie factoren was 47,7%.
Op de eerste component (eigenwaarde 13,1) laadden zes vragen van zelfwaardering met een lading boven 0.55, vijf vragen van optimisme met een lading van 0.67 en hoger, en een vraag van realiteitsbesef (0.55). Een vraag van optimisme (32) had een lading op een andere factor. Deze vraag die negatief was geformuleerd, werd nu positief geformuleerd. Er waren nog twee andere vragen met een lading op deze factor. Dit waren twee vragen die positief geformuleerd zijn. Deze vragen zijn niet veranderd.
Op de tweede component (eigenwaarde 3,0) laadden vijf vragen van angsttolerantie met lading 0.53 of hoger, en drie van opkomen voor zichzelf met lading van .52 en hoger. Dit bleek geen verbetering ten opzichte van de eerdere versie. Daarom zijn twee vragen die veranderd waren, nogmaals geherformuleerd. Samengevat werden er nu nog drie vragen van aangepast op grond van deze analyses.
Op de derde component (eigenwaarde 1,9) laadden vijf vragen van stresshantering met een lading hoger dan 0.46, vier vragen van realiteitbesef met een lading van 0.47 en hoger, en een van optimisme (0.56). Deze laatste vraag werd veranderd.
Er waren enkele vragen die een dubbele lading lieten zien. Dit waren vragen die positief gesteld waren, en daarom ook een lading op de eerste factor lieten zien. Er werd voor gekozen om deze vragen toch te handhaven, als ze qua interne consistentie duidelijk bijdroegen aan het totaal van de betreffende schaal. Er waren ook enkele items die alleen in de eerste of alleen in tweede factoranalyse een dubbele lading hadden. Deze items werden niet veranderd.
Twee vragen van angsttolerantie hadden ook een lading op de factor stabiliteit. Net als bij andere vragenlijsten zoals de SCL-90 en de GHQ-28 (Koeter en Ormel 1991) is het niet mogelijk deze factoren volledig onafhankelijk te maken. Ook bij de SCL-90 en de GHQ zijn er enkele vragen die een lading hebben op verschillende factoren. Deze vragen werden daarom niet meer aangepast.

Met de nieuwste versie van de zelfbeeldlijst werd opnieuw een betrouwbaarheidsanalyse gedaan bij een nieuwe groep van 326 mensen die de lijst invulden op internet.
De interne consistentie van de schalen, alfa, zag er nu als volgt uit.

Bij deze groep met deze versie van de lijst is de interne consistentie hoger dan bij de vorige groep. De schaal opkomen voor jezelf waarin twee vragen waren aangepast, lijkt nu intern iets betrouwbaarder.
Een principale componentenanalyse met varimax-rotatie en drie gedwongen factoren leverde nu drie factoren op met elk tenminste negen ladingen hoger dan 0.50. De totaal verklaarde variantie met deze drie factoren was 49%.
Op de eerste component (eigenwaarde 13,4; 19,4%) laadden de zes vragen van zelfwaardering met een lading boven 0.61, en de zes vragen van optimisme met een lading van 0.61 en hoger. Er was nu nog één andere vraag met een lading op deze factor(0.46), een vraag van angsttolerantie. Deze vraag draagt echter wel bij aan de interne consistentie van angsttolerantie. Daarom wordt er voor gekozen om deze vraag te handhaven. Er was één vraag van de optimisme die ook een lading had op de tweede factor.
Op de tweede component (eigenwaarde 3.1; 15,7%) laadden zes vragen van stresshantering met een lading hoger dan 0.48, en vijf vragen van realiteitbesef met een lading van 0.42 en hoger. Er was een vraag van stresshantering met een dubbele lading. Een vraag van realiteitsbesef laadde op de derde factor in plaats van op de tweede factor.
Op de derde component (eigenwaarde 2,0; 13,8%) laadden zes vragen van opkomen voor zichzelf met lading 0.54 of hoger, en vijf van angsttolerantie met lading van .43 en hoger.
Twee vragen van angsttolerantie hadden ook deze keer een lading op de tweede factor. De aanpassing van drie vragen heeft een verbetering gebracht. Deze drie vragen hebben nu elk een duidelijke, en enkele lading van 0.61 of hoger op de component waar ze bij horen.
Deze laatste factoranalyse toont tot nu toe de beste overeenkomst met de structuur van de lijst zoals die van te voren werd gekozen.
Onderstaande tabel geeft de factorladingen van de vragen op de drie factoren. Hierin is duidelijk te zien dat de eerste factor bestaat uit de vragen van zelfwaardering en optimisme. Deze factor werd Zelfvertrouwen genoemd. De tweede factor bestaat uit de vragen van stresshantering en realiteitbesef, en drie andere vragen die een dubbel lading hebben. Deze factor noemden we Vertrouwen in eigen stabiliteit. De laatste factor bestaat uit de vragen van opkomen voor zichzelf en angsttolerantie en een vraag van realiteitsbesef. Deze factor werd Sociaal vertrouwen genoemd.

Tabel. Factorladingen per eigenschap op drie factoren. N=326.

Alle ladingen boven 0.40 zijn weergegeven in de tabel.

Ondersteuning voor de structuur van drie hoofdfactoren en zes subfactoren

Om de indeling van de hoofdfactoren in twee subfactoren te testen werd er per hoofdschaal een factoranalyse gedaan met twee gedwongen factoren.
De structuur van de hoofdfactor zelfvertrouwen en subfactoren optimisme en zelfwaardering werd eerst bekeken.  Een principale componentenanalyse met varimax-rotatie en twee gedwongen factoren leverde twee factoren met een eigenwaarde groter dan 1.
Op de eerste component (eigenwaarde 6,5; 54% verklaarde variantie) laadden tien vragen van zelfwaardering en optimisme.
Op de tweede component (eigenwaarde 1,0; 8,7 %) laadden vijf vragen van zelfwaardering en optimisme. Hiervan hadden drie vragen een ook een lading op de eerste component.
In de onderstaande tabel worden de ladingen per vraag weergegeven.

Tabel. Factorladingen van zelfwaardering en optimisme op twee factoren. N=326.
Alle ladingen boven 0.40 zijn weergegeven in de tabel.

Deze factoranalyse laat zien dat de meeste vragen een lading hadden op de eerste component. Er lijkt een grote samenhang te bestaan tussen de vragen van de twee eigenschappen. Het is moeilijk om deze vragen te scheiden met een tweefactor model. Met externe criteria kan mogelijk wel onderscheid maken worden tussen deze twee eigenschappen. Hiervoor is verder onderzoek nodig naar de externe validiteit.
De structuur van de Hoofdfactor Sociaal vertrouwen en subfactoren angsttolerantie en opkomen voor zichzelf werd op dezelfde manier beoordeeld. Een principale componentenanalyse met varimax-rotatie en twee gedwongen factoren leverde twee factoren met een eigenwaarde groter dan 1.
Op de eerste component (eigenwaarde 5,2 ; 43% verklaarde variantie) laadden zes vragen van angsttolerantie.
Op de tweede component (eigenwaarde 1,5; 12 % variantie) laadden zes vragen van opkomen voor zichzelf. In de onderstaande tabel worden de ladingen per vraag weergegeven.

Tabel. Factorladingen van angsttolerantie en opkomen voor zichzelf op twee factoren. N=326.
Alle ladingen boven 0.40 zijn weergegeven in de tabel.

Deze factoranalyse toont een fraaie overeenkomst met de structuur zoals die van te voren werd gekozen. De hoofdfactor Sociaal Vertrouwen viel uiteen in de twee subfactoren Angsttolerantie en Opkomen voor zichzelf.

Als laatste werd de structuur van de Hoofdfactor Vertrouwen in eigen stabiliteit en subfactoren Stresshantering en Realiteitsbesef bekeken. Een principale componentenanalyse met varimax-rotatie en twee gedwongen factoren leverde ook weer twee factoren met een eigenwaarde groter dan 1.
Op de eerste component (eigenwaarde 5,1 ; 42% verklaarde variantie) laadden de zes vragen van Stresshantering. Een vraag van Stresshantering had ook een lading op de tweede component.
Op de tweede component (eigenwaarde 1,2; 10 % variantie) laadden zes vragen van Realiteitsbesef. Twee vragen van Realiteitsbesef laadden ook op de eerste component (Zie onderstaande tabel).

Tabel. Factorladingen van stresshantering en realiteitsbesef op twee factoren. N=326.
Alle ladingen boven 0.40 zijn weergegeven in de tabel.

Deze factoranalyse toont een behoorlijk goede overeenkomst met de structuur zoals die van te voren werd gekozen. De hoofdfactor Vertrouwen in eigen stabiliteit kan goed worden beschreven in een tweefactoren-model waarin de subfactoren Stresshantering en Realiteitsbesef goed te herkennen zijn.
 

Samenhang tussen de eigenschappen

Om de samenhang tussen de schalen verder te beoordelen werd ook gekeken naar de naar de onderlinge correlaties van de zes subschalen bij de groep van 326 mensen.

De onderstaande tabel geeft de intercorrelaties weer tussen de schalen bij n=326.

All  Correlation are significant at the 0.01 level (2-tailed).

Uit deze correlaties blijkt ook dat Zelfwaardering en Optimisme het sterkst samenhangen (r=0,82). Opkomen voor zichzelf hangt het meest samen met Angsttolerantie (r=0,57) . Realiteitsbesef hangt het hoogst samen met Stresshantering(r=0,70). Deze correlaties ondersteunen de gekozen structuur van de lijst. Wat wel opvalt is dat Angsttolerantie hoog correleert met meerdere schalen zoals met Zelfwaardering (0,60) en Stresshantering (0,65).

Een nadeel van een factoranalyse en correlationele analyse is dat vragen die inhoudelijk wel verschillen toch in eenzelfde factor terecht komen als ze een grote samenhang vertonen. Op grond van de factoranalyse kan er bijvoorbeeld geen goed onderscheid gemaakt worden tussen de schalen Optimisme en Zelfwaardering omdat deze eigenschappen bij veel mensen sterk samenhangen. Toch bestaat er mijns inziens een inhoudelijk verschil tussen Zelfwaardering en Optimisme die daarom mogelijk op een andere manier kan worden aangetoond.
Problemen met het aantonen van verschillende factoren of dimensies komen ook wel voor bij andere vragenlijsten die tijdelijke klachten of problemen meten. Een voorbeeld is de SCL-90 waaraan door sommige auteurs getwijfeld wordt aan het verschil in dimensies in deze lijst Hafkenscheid (2004) stelt bijvoorbeeld dat deze lijst eigenlijk lijkt te bestaan uit maar een globale dimensie. Arindell et al (2004) laten in onderzoek zien dat er toch sprake kan zijn van verschillende dimensies ook als deze dimensies onderling samenhangen. Zij geven aan dat er duidelijke verschillen zijn als er gekeken wordt naar de samenhang met andere maten zoals diagnose, persoonlijkheidskenmerken en uitkomstcriteria.

De paragraaf over samenhang met andere vragenlijsten geeft meer inzicht in de inhoudelijke validiteit van de zes verschillende schalen van de zelfbeeldlijst.

Samenhang Zelfbeeldtest met andere vragenlijsten, SCL-90 en NVM

Het zelfbeeld dat iemand heeft, wordt voor een deel bepaald door hoe iemand zich in een bepaalde periode voelt. Dat betekent dat psychische problemen of klachten hun weerslag kunnen hebben op het zelfbeeld. Er is dan ook een samenhang te verwachten tussen de klachten die iemand heeft en zijn zelfbeeld.

Bij 56 cliënten werden de zelfbeeldtest (ZB) en de Symptom CheckList, SCL-90, een psychologische klachtenlijst (Arindell & Ettema, 1986) afgenomen tijdens de intake-fase van de therapie. Verwacht kan worden dat de zelfbeeldvragenlijst duidelijk samenhangt met de SCL-90, omdat de SCL-90 een moment opname geeft van diverse klachten van een cliënt. De SCL-90 bestaat uit de schalen Angst, Agorafobie, Depressie, Somatische klachten, Wantrouwen en interpersoonlijke sensitiviteit, Insufficiëntie van denken en handelen, Slaapproblemen en Hostiliteit.

In de onderstaande tabel worden de significantie correlaties met p < 0,01 weergegeven tussen de schalen van de Zelfbeeldtest en de SCL-90. N=56.

Uit de tabel blijkt dat de klachten gemeten met de SCL-90 vooral samenhangen met de schaal stresshantering (-0,66) en realiteitsbesef (0,45). Dit is een indicatie dat die twee schalen vooral te maken hebben met de psychische problemen.
Verder blijkt dat Zelfwaardering en Optimisme negatief samenhangen met Depressie en Gevoelens van insufficiëntie. Dit lijkt een logisch verband aangezien depressie nogal vaak samengaat met gebrek aan zelfwaardering en een somber toekomst perspectief.
Opkomen voor jezelf hangt negatief samen met sensibiliteit. Dit ondersteunt het idee dat mensen die erg gevoelig zijn voor kritiek minder makkelijk voor zichzelf opkomen.
Opvallend is dat Angsttolerantie geen verband heeft met Angstklachten en Agorafobie. De vragen in de schaal Angsttolerantie gaan vooral over het maken van fouten en tekortschieten en niet over angstklachten. Vandaar dat het mogelijk wel samenhangt met Gevoelens van insufficiëntie en niet met angstklachten. Impulscontrole heeft geen enkel verband met de SCL-90.
Uit bovenstaande tabel blijkt verder dat zelfwaardering niet samenhangt met angstklachten terwijl een optimisme daarmee wel verband heeft. De duidelijke verschillen in samenhang met de schalen van de SCL-90 geven aan dat de schalen verschillende begrippen meten.

Bij 48 cliënten werd naast de SCL-90 ook de NVM (Luteijn en Kok, 2000) afgenomen. Er is niet zoveel samenhang te verwachten met de NVM die vooral persoonlijkheidskenmerken meet (Eurelings-Bontekoe en Snellen, 2003). De vijf persoonskenmerken van deze lijst zijn Negativisme, Somatisatie, Verlegenheid, Pyschopathologie en Extraversie.

In de onderstaande tabel worden de significante correlaties met p < 0,01 weergegeven tussen de schalen van de Zelfbeeldlijst en NVM.

Er zijn enkele significante correlaties met de NVM. Angsttolerantie en Opkomen voor jezelf hangen negatief samen met de het persoonskenmerk Verlegenheid. Dit ondersteunt  enerzijds de validiteit van deze twee schalen die in de lijst samengenomen worden als sociaal vertrouwen. Het ligt voor de hand dat mensen die hoger scoren op Verlegenheid minder Sociaal vertrouwen in andere mensen hebben. Anderzijds betekent samenhang met de verlegenheidsschaal dat er in de schalen van Angsttolerantie en Opkomen voor jezelf ook een component zit die minder makkelijk veranderbaar is.
Optimisme en Angsttolerantie hangen positief samen met Extraversie. Het verdragen van angst en een positieve instelling naar de toekomst hebben mogelijk te maken met een extraverte levenshouding.
Zelfwaardering hangt niet samen met extraversie. Ook dit ondersteunt de hypothese dat optimisme en zelfwaardering twee verschillende eigenschappen zijn.
Stresshantering hangt duidelijk samen met de somatisatieschaal. Dit is niet vreemd aangezien Stresshantering ook duidelijk samenhangt met Somatische klachten van de SCL-90. Het betekent mogelijk dat problemen met het hanteren van stress zich uiten in psychosomatische klachten. Ook voor de samenhang tussen Angsttolerantie en Somatisatie ligt een dergelijke verklaring voor de hand. Angstklachten uitten zich nogal eens in somatische verschijnselen zoals duizeligheid, nekpijn en buikpijn.
Er zijn geen verbanden tussen Negativisme, Psychopathologie en de eigenschappen van de zelfbeeldlijst. Dit ondersteunt de opvatting dat het Zelfbeeld geen vaststaand, stabiel persoonskenmerk is, maar een veranderbare eigenschap. In de volgende paragraaf wordt getoond hoe de eigenschappen van de zelfbeeldlijst kunnen veranderen door therapie.

Bij een nieuwe groep van 19 cliënten werden de nieuwe versie (38 vragen) van de zelfbeeldtest (ZB) en de Symptom CheckList, SCL-90 (Arindell & Ettema, 1986) afgenomen tijdens de intake.

In de onderstaande tabel worden de significante correlaties met p < 0,05 weergegeven tussen de schalen van de Zelfbeeldlijst en de SCL-90. 

Uit de tabel blijkt dat de klachten gemeten met de SCL-90 samenhangen met verschillende schalen van de zelfbeeldvragenlijst. Alle schalen van het zelfbeeld hangen samen met gevoelens van insufficiëntie. Er is geen verband tussen de Zelfbeeldlijst, Agorafobie en Hostiliteit.
Verder blijkt dat Zelfwaardering en Optimisme negatief samenhangen met Depressie, Somatiek, Gevoelens van Insufficiëntie en Sensibiliteit. Net als bij de steekproef van 56 cliënten hangt Zelfwaardering niet met Angst samen en Optimisme wel.
Opkomen voor jezelf hangt negatief samen met Somatiek en Insufficientie. Angsttolerantie heeft nu wel een verband met Angstklachten, maar niet met Agorafobie. Ook hangt Angsttolerantie samen met Depressie, Somatiek, Insufficiëntie en Sensibiliteit. Ook Stresshantering hangt negatief samen met Angst, Depressie, Somatiek, Insufficiëntie en Sensibiliteit. Realiteitsbesef hangt als enige negatief samen met Slaapproblemen.
Er is blijkbaar een behoorlijk grote samenhang tussen de klachten zoals aangegeven op de SCL-90 en de eigenschappen van de zelfbeeldvragenlijst.
Ter vergelijk wordt hier ook nog de samenhang gegeven tussen de schalen van de SCL-90. Ook daar blijkt een behoorlijke correlatie tussen de schalen te bestaan. Opvallend is bijvoorbeeld de hoge correlatie tussen angst en somatiek (0,80)

In de onderstaande tabel worden de onderlinge significante correlaties met p < 0,05 weergegeven tussen de schalen van de SCL-90.

Veranderbaarheid van de eigenschappen

Het doel van de vragenlijst is om veranderingen te meten voor en na een behandeling, therapie of cursus. Veel van de eigenschappen in de zelfbeeldlijst worden ook gemeten door persoonlijkheidsvragenlijsten. Bij deze lijsten wordt er van uitgegaan dat de eigenschappen min of meer constant zijn en niet veranderen.
Er bestaat de opvatting dat bijvoorbeeld stressbestendigheid en optimisme persoonskenmerken zijn die niet door therapie te beïnvloeden zijn. Aan de andere kant bestaat er ook de opvatting dat deze eigenschappen wel te veranderen zijn, waardoor mensen meer stressbestendig kunnen worden en kunnen leren optimistischer te zijn over de toekomst. Ik ga er van uit dat mensen die in therapie komen eigenschappen hebben die door therapie gedeeltelijk te veranderen zijn.

Om deze opvatting te ondersteunen heb ik gegevens verzameld van 39 cliënten waarbij de zelfbeeldvragenlijst vooraf aan de therapie en na afloop van de therapie werd afgenomen. De therapie van de cliënten bestond voornamelijk uit cognitieve gedragstherapie.
Bij elke cliënt werd een intake gedaan bestaande uit een interview en het invullen van verschillende vragenlijsten waaronder de zelfbeeldvragenlijst (de versie met 64 vragen). Aan de hand van de verzamelde gegevens werd een diagnose gesteld op basis van de DSM-VI (APA, 1996). In de onderstaande tabel worden de diagnoses van de betreffende cliëntengroep beschreven. 

Diagnoses in de cliëntengroep

Uit het onderzoek kwam het volgende naar voren. Voor de therapie was de gemiddelde zelfbeeldscore 174,4. Aan het einde van de therapie was de gemiddelde zelfbeeldscore 205,2. Dit verschil is significant met p< 0.0001. Per schaal werd ook gekeken naar de gemiddelde scores en standaarddeviaties voor en na de therapie. Een gepaarde T-toets per schaal tussen voor- en nameting gaf aan dat de gemiddelden significant verschilden met p < 0,0001. De gemiddelden en significante verschillen worden weergegeven in onderstaande tabel.

De gemiddelden en significante verschillen tussen voor- en nameting

Cliënten scoorden op alle subschalen gemiddeld genomen na de behandeling significant hoger dan voor de behandeling.
 

Het scoren van de zelfbeeldtest

Het scoren van de test wordt gedaan via de computer. De computer geeft een uitdraai van een zelfbeeldprofiel die makkelijk te begrijpen is voor een cliënt. Het scoren van de test kan via de test op internet. De cliënt of degene die de test afneemt, krijg de uitslag direct in de mailbox van het opgegeven mailadres.

De scores worden met behulp van de normgroep omgezet naar een gemiddelde score van 100. Er zijn normen voor de schalen berekend met een groep van 1274 mensen die de lijst via internet hebben ingevuld. Als vuistregel kan er vanuit gegaan worden dat een score van 97 of lager extra aandacht vraagt en reden kan zijn tot zorg (zie paragraaf normen). 100 is een gemiddelde score. 107 is bovengemiddeld.

Dit artikel is een deel van de handleiding van de zelfbeeldtest (K. I. de Groot, 2010). In de complete handleiding worden de scores in verschillende normgroepen zoals mannen en vrouwen, leeftijdsgroepen en opleidingsniveau beschreven.

Literatuur

Abersnagel, F.A., Emmelkamp. P.M.G., en Hoofdakker, R.H. van den (1998). Depressie. Theorie, diagnostiek en behandeling. 2^e druk. Houten: Bohn, Stafleu, Van Loghum.

American Psychiatric Association (1996). Beknopte handleiding bij de diagnostische criteria van de DFSM-IV. Lisse: Swets & Zeitlinger

Arindell, W.A., Boomsma, A., Ettema, J.H.M. & Stewart, R. (2004). Verdere steun voor het multidimensionale karakter van de SCL-90-R. De psycholoog, 39, 4. 195-201.

Arindell, W.A. & Ettema, J.H.M. (2003). Handleiding bij een multidimensionele psychopathologie-indicator. Lisse: Swets & Zeitlinger.

Beck, J.S. (1995). Cognitive therapy: Basics and Beyond. New YorK: The Guilford Press.

Beck, A.T. and Freeman, A. (1990). Cognitive therapy of personality disorders. New York: The Guilford Press.

Berndes, N. en Emmelkamp, P.M.G. (1999). Cognitieve therapie bij depressie. In: Bögels, S. M. en Oppen, P. van. (1999). Cognitieve therapie: theorie en praktijk. Houten: Bohn, Stafleu, Van Loghum.

Boelens, W. (1996). Protocollaire behandeling van depressieve patiënten: cognitieve gedragstherapie. In: Keijsers, G.P.J., Minnen, A. van & Hoogduin, C.A.L.(1996). Protocollaire  behandelingen in de ambulante geestelijke gezondheidszorg. Houten: Bohn, Stafleu, Van Loghum.

Bögels, S. M. en Oppen, P. van. (1999). Cognitieve therapie: theorie en praktijk. Houten: Bohn, Stafleu, Van Loghum.

Carver, C.S. Pozo, C., Harris, S.D., Noriega, V., Scheier, M.F., Robinson, D.S., Ketscham, A.S, Moffat, F.L. & Clark, K.C. (1993). How coping mediates the effect of optimism on distress: a study. Of women with early stage breast cancer. Journal of Personality and Social Psychology, 65, 375-390.

Chamberlain, K., Petrie, K. & Azariah, R. (1992). The role of optimism and sense of coherence in predicting recovery following surgery. Psychology and Health, 7, 301-310.

Crocker, L. & Algina J. (1986). Introduction to classical & modern test theory. New York: Holt, Rinehart and Winston.

Dickson, A. (2001) Opkomen voor jezelf. Utrecht: Het Spectrum.

Dyck, R. van, Balkom, A.J.L.M. van, Oppen, P. van (1998). Behandelstrategieën bij angststoornissen. Bohn, Stafleu, Van Loghum, Houten.

Emmelkamp, P. ,Bouman, T. en Scholing, A. (1995). Angst, fobieën en dwang. Diagnostiek en behandeling. 2^e druk. Houten: Bohn, Stafleu, Van Loghum.

Eurelings-Bontekoe, E.H.M. en Snellen, W.M. (2003) Dynamische persoonlijkheids-diagnostiek. Lisse: Swets & Zeitlinger.

Groot, de K.I. (1996). Predicting recovery from surgery. The influence of preoperative stress and mental preparation on postoperative state. Dissertation, Erasmus University Rotterdam, the Netherlands.

Groot, K.I. de (2010). De zelfbeeldtest, handleiding. Psy-Image.

Groot, de K.I., Boeke, S., and Passchier J. (1999). Preoperative expectations of pain and  recovery in relation to postoperative disappointment in patients undergoing lumbar surgery. Medical Care, 37- 2, 1-8.

Groot, de K.I., Boeke, S., Berge, H.J. van den, Duivenvoorden H.J., Bonke, B. and Passchier J. (1997). Assessing short- and long-term recovery from lumber surgery with preoperative biographical and psychological variables. British Journal of Health Psychology, 2, 229-243. 

Groot, de K.I., Boeke, S., Berge, H.J. van den, Duivenvoorden H.J., Bonke, B. and Passchier J. (1997). The influence of psychological variables on postoperative anxiety and physical complaints in patients under­going lumbar surgery. Pain, 69, 19-25.

Hafkenscheid, A. (2004). Hoe multidimensionaal is de SCL-90 nu eigenlijk? De psycholoog, 39, 4. 195-201

Hawton, K. and Kirk, J. (1998). Problem-solving. In: Hawton, K. Salkovskis, P.M., Kirk, J. and Clark, D.M. Cognitive behaviour therapy for psychiatric problems. Oxford: Oxford Medical publications.

Hoogduin, C.A.L., Schaap, C.P.D.R., Kladler, A.J. en Hoogduin, W.A. (1996) Behandelingsstrategieën bij burnout. Houten: Bohn, Stafleu, Van Loghum.

Ivey, A.E., Ivey, M.B. and Simek-Downing, L. (1987). Counseling and psychotherapy: integrating skills, theory and practice. New Jersey: Prentice-Hall, Inc.

Jenkins,C.D., Stanton, B. & Jono, R.T. (1994). Quantifying and predicting recovery after heart surgery. Psychosomatic Medicine, 56, 203-212.

Keijsers, G.P.J., Minnen, A. van & Hoogduin, C.A.L. (1996). Protocollaire  behandelingen in de ambulante geestelijke gezondheidszorg. Houten: Bohn, Stafleu, Van Loghum

Kidder, L.H. & Judd, C.HM. (1987). Research methods in social relations. New York: CBS Publishing Japan, 5e edition.

Klink, J.J.L. van der, en Terluin, B. (1996).) Begeleiding en interventies bij overspanning in de eerste lijn. In: Hoogduin, C.A.L., Schaap, C.P.D.R., Kladler, A.J., Hoogduin, W.A. Behandelingsstrategieen bij burnout. Cure & care development. Houten: Bohn, Stafleu, Van Loghum.

Koeter, M.W.J. & Ormel, J. (1991). General Health Questionnaire, Nederlandse bewerking Handleiding. Lisse: Swets & Zeitlinger.

Korrelboom, C.W. en Kernkamp, J.H.B. (1993). Gedragstherapie. Muiderberg: Coutinho

Linehan, M.M. (2002). Dialectische gedragstherapie bij Bordeline persoonslijkheidsstoornis. Theorie en behandeling. Lisse: Swets & Zeitlinger.

Luteijn, F. en Kok, A.P. (1985, 2000). Herziene handleiding NVM. Lisse: Swets & Zeitlinger.

Manyande, A. & Salmon, P. (1992). Recovery from abdominal surgery: A preliminary attempt to separate anxiety and coping. British Journal of Clinical Psychology, 31, 227-237.

Orlemans, J.W.G., Brinkman, W.; Eelen, P.; Haaijman, W.P.; en Zwaan, E.J. (1996). Handboek voor gedragstherapie. Houten: Bohn, Stafleu en Loghum.

Schouten, J. (2001). Mij krijgen ze niet gek. Over stress en overspannenheid. Amsterdam: Boom.

Stevens, J. (1992), Applied multivariate statistics for the social sciences. Second edition. Hillsdale: Lawrence Erlbaum associates publishers.

Taenzer, P., Melzack, R. & Jeans, M.E. (1986). Influence of psychological factors on postoperative pain, mood and analgesic requirements. Pain, 24, 331-342.