Psychometrische kwaliteiten van de Nederlandse vertaling van de ‘Anxiety Control Questionnaire for Children’ (ACQ-C).
Naam Studentnummer Afstudeerrichting Periode Instelling Supervisor AMC/Bascule Supervisor UvA
:Anneloes Tillema :0354090 :Klinische Ontwikkelingspsychologie :Maart 2007 –November 2007 :AMC/De Bascule :Drs. S.M. Hogendoorn :Prof. dr. P.J.M. Prins
Abstract Voor het onderzoek bij het AMC/de Bascule en de afdeling Klinische Psychologie van de UvA naar de behandeling van angststoornissen bij kinderen is de Anxiety Control Questionnaire for Children (ACQ-C) vertaald. De ACQ-C meet ervaren controle over angst en angstgerelateerde gebeurtenissen. In dit onderzoek werden de psychometrische kenmerken van de Nederlandse vertaling van de ACQ-C onderzocht bij een normale populatie kinderen. Analyses werden uitgevoerd over 545 personen (269 jongens, 276 meisjes), variërend in leeftijd van 8 tot 18 jaar, met een gemiddelde leeftijd van 12.56 jaar (SD=2.16). In het onderzoek wordt een éénfactor structuur gevonden; bij kinderen lijkt het construct controle unidimensioneel. De interne betrouwbaarheid van de vragenlijst bleek voldoende. De vragenlijst is mogelijk onvoldoende stabiel over tijd. Er werden significante verschillen gevonden voor leeftijd en sekse. Kinderen in de leeftijd van 8 tot 12 jaar ervaarden minder controle over angst dan kinderen in de leeftijd van 13 tot 18 jaar. Jongens ervaarden meer controle over angst dan meisjes. De convergente validiteit van de ACQ-C werd bevestigd: er is een negatieve samenhang tussen de score op de ACQ-C en angst. De psychometrische kenmerken van de Nederlandse vertaling van de ACQ-C blijken voldoende, de vragenlijst kan in Nederland gebruikt worden om bij kinderen controle over angst te meten.
2
Inhoudsopgave 1. Inleiding
4
1.1 Angst en controle
4
1.2 Vraagstellingen
5
1.3 Hypothesen
7
2. Methode
8
2.1.1 Ethiek
8
2.1.2 Deelnemers
9
2.1.3 Materiaal
9
2.1.4 Procedure
10
2.2 Test-hertest
11
2.3 Data-analyse
12
3. Resultaten
13
3.1 Confirmatieve factoranalyse
13
3.2.Betrouwbaarheid
14
3.2.1 Interne betrouwbaarheid
14
3.2.2 Test-hertest betrouwbaarheid
15
3.3 Leeftijd en sekse verschillen
15
3.3.1 Leeftijd
15
3.3.2 Sekse
16
3.4 Validiteit
16
4. Discussie
17
5. Literatuurlijst
21
Bijlage 1: Vragenlijst Controle over Angst - Kinderen
23
3
1. Inleiding 1.1 Angst en controle Sinds april 2005 wordt er bij het AMC/de Bascule en de afdeling Klinische Psychologie van de Universiteit van Amsterdam onderzoek gedaan naar de behandeling van angststoornissen bij kinderen. Angst is een gevoel dat optreedt als er gevaar dreigt. Het gevoel ontstaat als het welzijn van een persoon direct wordt bedreigd, maar ook als een persoon een situatie als bedreigend ervaart (Barlow, 2002). Wanneer angst geen reële grond heeft en in significante mate voor beperkingen in het sociaal of beroepsmatig functioneren zorgt, is er sprake van een angststoornis (APA, 2005). Bij ongeveer 60% van de kinderen en jongeren met een angststoornis werkt cognitieve gedragstherapie. Cognitieve gedragstherapie is erop gericht een verandering te bewerkstelligen in het denken, het voelen en het gedrag van een persoon (Kendall, 1993). Het is echter niet goed bekend waarom de behandeling werkt. Door onderzoek naar de verschillende factoren die centraal lijken te staan in het ontstaan en voortbestaan van angst kan de behandeling aangepast en verbeterd worden. Diverse onderzoeken tonen aan dat een gevoel van beperkte controle één van deze aan angst gerelateerde factoren is. Chorpita & Barlow (1998) definiëren controle als het vermogen om persoonlijke gebeurtenissen te kunnen beïnvloeden. Hier maken ze onderscheid in het hebben van controle en het ervaren van controle. Chorpita & Barlow (1998) menen dat de mate van ervaren controle over angstige gebeurtenissen centraal staat in het ontstaan en voortbestaan van angst. Meer specifiek stelt Barlow’s (2002) model van controle en angst dat een gebrek aan ervaren controle over externe dreigingen en/of ervaren controle over negatieve ‘interne’ emotionele en lichamelijke reacties centraal staat in de ervaring van angst. Oncontroleerbare angstgerelateerde gebeurtenissen en sensaties zijn onderdeel van wat angst tot een probleem maakt voor individuen met angststoornissen (Barlow, 2002). Bij de ontwikkeling van angst wordt rekening gehouden met aangeboren kwetsbaarheden voor het ervaren van angst, maar ook wordt het belang aangestipt van vroegere ervaringen. Vroege ervaringen zijn belangrijk omdat het de ervaringen kleurt en weegt (Chorpita & Barlow, 1998). Een geschiedenis van ervaringen met oncontroleerbare gebeurtenissen geeft een verhoogde kans om verdere gebeurtenissen ook als buiten de eigen controle te zien. Vroege ervaring met weinig ervaren controle
4
kan voor een psychologische ‘diathesis’ zorgen, wat uiteindelijk zorgt voor verhoogde angst bij kinderen en adolescenten (Chorpita & Barlow, 1998). In het onderzoek van Rapee, Craske, Brown en Barlow (1996) is empirische steun gevonden voor de rol van ervaren controle bij angstgerelateerde gebeurtenissen. Een lage ervaring van controle over externe dreiging en interne emotionele reacties bleek gerelateerd te zijn aan zelfgerapporteerde angst; volwassenen met angststoornissen hadden een lager gevoel van ervaren controle dan niet met een angststoornis gediagnosticeerde volwassenen. Om ervaren controle te meten hebben Rapee et al. (1996) een instrument ontwikkeld, de Anxiety Control Questionnaire (ACQ). Dit instrument van 30 items meet ervaren controle over interne lichamelijke reacties en over externe angstgerelateerde gebeurtenissen bij volwassenen. Weems, Silverman, Rapee en Pina, (2003) hebben onderzoek gedaan naar de rol van ervaren controle in angststoornissen bij kinderen aan de hand van Barlow’s model van controle en angst. Om de ervaren controle te meten hebben ze gebruik gemaakt van de vragenlijst van Rapee et al. (1996). Dezelfde 30 items werden aangepast om ze makkelijker leesbaar te maken voor kinderen en jongeren. Resultaten uit het onderzoek van Weems et al. (2003) wijzen er op dat ervaren controle over angstgerelateerde gebeurtenissen ook bij kinderen negatief correleert met angstsymptomen; kinderen die minder controle ervaarden waren angstiger. Uit recent onderzoek van Weems, Costa, Watts, Taylor en Cannon (2007) blijkt de ACQ-C eveneens, met significante resultaten, een voorspeller van angst. In Nederland is er weinig aanbod in vragenlijsten die ervaren controle meten. Om ervaren controle ook in Nederland meetbaar te maken heeft het AMC/de Bascule een vertaling gemaakt van de ACQ-C. De vragenlijst zal gebruikt worden in het onderzoek naar de behandeling van angststoornissen bij kinderen. Wanneer de rol van ervaren controle bij angst bevestigd wordt, dan kan een kind met een angststoornis bijvoorbeeld geholpen worden in het herkennen van de rol van ervaren controle in het voortbestaan van de angst, en geholpen worden in het ontwikkelen van positieve controle zelfstatements (Weems et al., 2003). 1.2 Vraagstellingen De vertaalde vragenlijst kan pas zinvol worden gebruikt als meetinstrument voor het beantwoorden van onderzoeksvragen als de psychometrische eigenschappen van de vragenlijst bekend zijn. Het doel van dit onderzoek is dan ook een psychometrische 5
evaluatie van de Nederlandse vertaling van de ACQ-C. Om een antwoord te krijgen op de algemene vraag wat de psychometrische eigenschappen van deze vertaalde vragenlijst zijn worden er specifieke vraagstellingen geformuleerd. Als eerste is het van belang te kijken of de factorstructuur van de Nederlandse vertaling van de ACQ-C overeenkomt met de factorstructuur van de ACQ(-C) uit eerdere studies. Rapee et al. (1996) rapporteren voor de oorspronkelijke lijst, de ACQ, een tweefactoren structuur; de externe gebeurtenissen factor (subschaal Extern) en de interne emotionele reacties factor (subschaal Intern). Uit dit onderzoek blijkt echter een sterke interne consistentie tussen de items, wat kan wijzen op een onderliggende verklarende factor, de totaalscore. Resultaten van onderzoek naar de factorstructuur van de kindversie, de ACQ-C, door Weems et al. (2003), wijzen in eerste instantie op een tweefactor structuur die 43% van de variantie verklaart (Intern en Extern). Nadere analyse wijst echter op 1 factor die 37% van de variantie verklaart (Totaal). Dit kan betekenen dat kinderen niet differentiëren tussen interne en externe dreigingen op dezelfde manier als volwassenen. De factorstructuur van de ACQ-C verdient dus nadere bestudering. Ten tweede is het van belang om de betrouwbaarheid van de Nederlandse vertaling van de ACQ-C te kennen. De betrouwbaarheid van een vragenlijst geeft aan of er consistente resultaten geboekt worden bij afname van de vragenlijst onder vergelijkbare omstandigheden. Daarnaast geeft de betrouwbaarheid aan hoe nauwkeurig de vragenlijst meet wat zij pretendeert te meten. Van belang hierbij is te kijken naar de betrouwbaarheid van de verschillende subschalen. Met de betrouwbaarheid van de subschalen neemt de kracht van de conclusies toe. In het onderzoek van Weems et al. (2003) met de ACQ-C werd voor Cronbach’s alpha een waarde gevonden van 0.94, 0.91, 0.86 voor respectievelijk de Totaalscore, de subschaal Intern en de subschaal Extern. Bij een populatie gezonde en klinisch angstige kinderen was Cronbach’s alpha respectievelijk 0.93, 0.89, 0.86. Field (2005) noemt een waarde van 0.70-0.80 acceptabel voor Cronbach’s alpha; lagere waarden wijzen op een onbetrouwbare schaal. Daarnaast is de test-hertest betrouwbaarheid van belang. De test-hertest betrouwbaarheid indiceert de stabiliteit van de vragenlijst over tijd en geeft een indicatie van de bruikbaarheid van de vragenlijst in bijvoorbeeld therapie-effect onderzoek. De test-hertest betrouwbaarheid van de ACQ-C over een jaar is 0.59 (Weems, et al., 2007). In het algemeen worden hertest betrouwbaarheden onder 0.60 als onvoldoende beschouwd (Evers, Vliet-Mulder & Groot, 2000). 6
Ten derde is het belangrijk te kijken of er sekse of leeftijdsverschillen zijn in de scores van de (sub)schalen van de ACQ-C. Dit is belangrijk omdat als de metingen voor sekse of leeftijd verschillen, hier rekening mee gehouden moet worden in de interpretatie van de vragenlijst. In het onderzoek naar de ACQ-C door Weems et al. (2003 en 2007) zijn geen leeftijd- en sekseverschillen gevonden. Tot slot is het van belang de validiteit van de vragenlijst te onderzoeken. De validiteit is het beste te bezien in een samenhang met andere metingen van het construct, de constructvaliditeit. In Nederland is er weinig aanbod in vragenlijsten die ervaren controle op een valide manier meten. Om die reden wordt de convergente validiteit onderzocht; of er een samenhang is tussen de score op de ACQ-C en angst. In onderzoek van Weems et al. (2007) blijkt er een significante negatieve samenhang tussen de ACQ-C en de RCADS, een vragenlijst die de mate van angst meet.
1.3 Hypothesen De bovenstaande vraagstellingen worden vervolgens vertaald naar toetsbare onderzoekshypothesen, waarbij de implicaties van de mogelijke uitkomsten worden beschreven. 1. De structuur van de Nederlandse vertaling van de ACQ-C komt overeen met de uit eerder onderzoek gevonden tweefactor structuur; de interne emotionele reacties factor (subschaal Intern) en de externe gebeurtenissen factor (subschaal Extern). Mocht de factoranalyse een éénfactor structuur opleveren, dan zou dit kunnen betekenen dat het construct ervaren controle unidimensioneel is bij kinderen. Dit zou implicaties kunnen hebben voor de theorie omtrent ervaren controle en het gebruik van de vragenlijst. 2 a. De Nederlandse vertaling van de ACQ-C is betrouwbaar. Cronbach’s alpha is tenminste 0.8, zowel voor de subschalen als voor de totale schaal, omdat de schalen in voorgaand onderzoek voldoende betrouwbaar zijn gebleken. Bij de vertaling van de vragenlijst wordt er van uit gegaan dat alleen de taal verandert, niet de inhoud, waardoor de betrouwbaarheid vergelijkbaar zou moeten zijn. Mochten de (sub)schalen niet betrouwbaar blijken dan kan er door nadere bestudering van de items overwogen worden niet betrouwbare items te verwijderen. b. De test-hertest betrouwbaarheid over 8 weken van de Nederlandse vertaling van de ACQ-C is tenminste voldoende. Mocht de test-hertest betrouwbaarheid
7
onvoldoende blijken (<0.60) dan moet nader onderzocht worden wat voor implicaties dit voor het gebruik van de vragenlijst heeft, deze is onvoldoende stabiel over tijd. 3. Er zijn geen verschillen in leeftijd of sekse op de scores op de ACQ-C, niet op de subschalen noch op de totale schaal. Mochten de metingen voor sekse of leeftijd verschillen dan betekent dit dat je jongens en meisjes of kinderen van verschillende leeftijden niet zonder meer kunt vergelijken. Ook kan het betekenen dat het controlegevoel anders is voor jongens of meisjes of bij verschillende leeftijden. 4. Er is sprake van convergente validiteit: er is een negatieve samenhang tussen de score op de ACQ-C en angst, wat betekent dat een lager gevoel van ervaren controle samenhangt met meer angst. Deze negatieve correlatie bevestigt de convergente validiteit van de ACQ-C. Het geeft bovendien aan dat ervaren controle een rol speelt bij angst, wat de vragenlijst toepasbaar maakt in angstonderzoek. Wordt er geen correlatie gevonden dan zou dit kunnen betekenen dat ervaren controle geen rol speelt bij het ontstaan en voortbestaan van angst. Om analyses met voldoende power te kunnen doen wordt er een aanzienlijke steekproef verzameld. In totaal worden er ongeveer 500 deelnemers geworven, variërend in leeftijd van 8 tot 18 jaar. Het gaat om een groep niet voor behandeling aangemelde kinderen, waarbij de groep zoveel mogelijk een afspiegeling zal zijn van kinderen uit de algemene samenleving. Bij het werven van de deelnemers wordt rekening gehouden met variatie in type school, woonplaats en etniciteit.
2. Methode Voor het onderzoek van het AMC/de Bascule en de afdeling Klinische Psychologie van de UvA werden verschillende vragenlijsten vertaald naar het Nederlands. In dit onderzoek werd samengewerkt met drie andere studenten, namelijk E. Kooij, M. Oudega en T. Koolstra, die voor het onderzoek respectievelijk de psychometrische eigenschappen onderzochten van de Children’s Automatic Thoughts Scale - Positive (CATS-P), de Meta-Cognitions Questionnaire-Adolescent Version (MCQ-A) en de Obsessive Belief Questionnaire (OBQ-44 R).
2.1.1 Ethiek
8
Er werd gewerkt met informed consent: alle ouders van de betrokken deelnemers kregen een informatiebrief over het onderzoek. In deze informatiebrief werd onder meer het doel van het onderzoek en de opzet van het onderzoek beschreven. Daarnaast werd de garantie tot anonimiteit en de mogelijkheid tot contactopname gegeven. Ouders dienden toestemming te geven. Kinderen boven de 12 jaar kregen in de klas de gelegenheid om door middel van het ondertekenen van een formulier toestemming te geven.
2.1.2 Deelnemers Voor het onderzoek werden in totaal 681 kinderen benaderd, waarvan er 569 kinderen (83,6%) meewerkten. Tijdens de afname bleken 18 kinderen (3,2 %) de vragenlijsten niet volledig in te kunnen vullen wegens ziekte tijdens het de tweede deel van de afname. De uiteindelijke steekproef bestond uit totaal 551 deelnemers (272 jongens, 279 meisjes). De kinderen varieerden in leeftijd van 8 tot 18 jaar, met een gemiddelde leeftijd van 12.57 (SD=2.1). Bij het werven van de scholen werd rekening gehouden met variatie in type school (basisschool, VMBO/HAVO/VWO), woonplaats (dorp/stad) en etniciteit. Aan het onderzoek werkten de basisscholen het Sint Antonius te Beesd (n=73), de Vier Windstreken te Amsterdam (n=84) en OBS de Stap te Landsmeer (n=69) mee. Daarnaast werkten de middelbare scholen het Pascal College te Zaandam (n=133, VMBO), het Willem de Zwijger College te Bussum (n=163, HAVO/VWO) en het Murmellius Gymnasium te Alkmaar (n=29, VWO) mee.
2.1.3 Materiaal Bij deelname werd de deelnemer gevraagd in één tot twee sessies 7 of 8 vragenlijsten in te vullen, waarvan de afnametijd ongeveer 1,5 tot 2 uur bedroeg. De voor dit onderzoek relevante afgenomen vragenlijsten zijn: •
ACQ-C; De Nederlandse vertaling van de Anxiety Control Questionnare for Children (Weems et al., 2003) meet ervaren controle over interne lichamelijke reacties en externe gebeurtenissen die met angst te maken hebben. De lijst heeft 30 items. De deelnemer werd gevraagd hoe goed een item bij hem of haar paste, met scoringsmogelijkheden 0 (niet), 1 (weinig), 2 (een beetje), 3 (veel) of 4 (heel erg veel). Een voorbeeld van een item uit de subschaal Intern is: ‘Ik kan meestal mijn angst verbergen voor anderen.’ Een voorbeeld van een item uit de subschaal Extern is ‘Ik kan moeilijke situaties aan zonder dat anderen mij daarbij helpen.’
9
•
ZBV(-K); ZelfbeoordelingsVragenlijst voor Kinderen (Van der Ploeg, 2000) meet toestandsangst (20 items) en dispositieangst (20 items, 3-puntsschaal) en werd gebruikt om angst na te gaan. Bij jongeren ouder dan 12 jaar werd de ZelfbeoordelingsVragenlijst (ZBV) afgenomen.
•
RCADS; Revised Child Anxiety and Depression Scale – child version (Chorpita, Yim, Moffitt, Umemoto & Francis, 2000) is een zelfrapportage lijst van 47 items (4puntsschaal) die symptomen van angst en depressie bij kinderen meet. De RCADS werd gebruikt om de convergente validiteit van de ACQ-C te meten.
In verband met het onderzoek van de andere drie studenten werden de volgende vragenlijsten afgenomen: •
CATS-P; De Children’s Automatic Thoughts Scale – Positive.
•
MCQ-A; De Meta-Cognitions Questionnaire – Adolescent Version. Deze vragenlijst werd alleen op de middelbare school afgenomen.
•
OBQ-44 R; De Obsessive Belief Questionnaire.
•
CDI; De Children’s Depression Index.
•
LOI-CV; De Leyton Obsessional Inventory – Child Version.
Aan de ouders werden de volgende vragenlijsten opgestuurd en gevraagd eenmalig in te vullen, waarvan de afnametijd ongeveer 10 minuten bedroeg: •
Demografische gegevens (geboortedatum van kind, sekse, etniciteit, inkomen, schooltype ouders, contact met hulpverlening).
•
SDQ; de Strengths and Difficulties Questionnaire (van Widenfelt, Goedhart, Treffers, & Goodman, 2003). Deze lijst van 30 items (3-puntsschaal), meet de aanwezigheid van psychische problemen, de gevolgen voor het dagelijks functioneren en sterke kanten van het kind.
2.1.4 Procedure De deelnemers werden geworven door persoonlijk contact op te nemen met scholen. Na een korte uitleg over het onderzoek werd een informatieve brief toegestuurd. Van de 10 benaderde scholen werkten er 6 scholen mee (60%). Na verleende toestemming werden er gerichte afspraken met de school gemaakt. In de deelnemende klassen werd een korte introductie van het onderzoek gegeven en vragen van leerlingen beantwoord. Informatiebrieven en toestemmingsformulieren voor de ouders, inclusief retourenvelop, werden aan de leerling meegegeven of opgestuurd naar de ouders. Na actieve of
10
passieve toestemming werd naar de ouders de SDQ en demografische gegevenslijst opgestuurd of via het kind meegegeven. Na het verzamelen van alle gegevens werden bij het ontbreken van de SDQ en de demografische gegevens ouders nagebeld met het verzoek het alsnog op te sturen, waarna het eventueel werd nagestuurd. De deelnemers vulden de vragenlijsten klassikaal in, tijdens reguliere schooltijden. Bij het afnemen van de vragenlijsten werd er gebruik gemaakt van 2 verschillende afname schema’s om volgorde effecten te voorkomen. Op de basisschool was de volgorde van afname bij versie 1: ZBV-K, OBQ, CATS-P, ACQ-C, RCADS, CDI, LOI-CV en de volgorde van afname bij versie 2: ZBV-K, LOI-CV, CDI, RCADS, ACQ-C, CATS-P, OBQ. De afname van de vragenlijsten was verdeeld over twee ochtenden. De uitleg bij de af te nemen vragenlijst was klassikaal, kinderen wachtten op elkaar voordat ze met de volgende vragenlijst begonnen. Op de middelbare school was de volgorde van afname bij versie 1: ZBV, OBQ, MCQ-A, CATS-P, ACQ-C, RCADS, CDI, LOI-CV en van versie 2: ZBV, LOI-CV, CDI, RCADS, ACQ-C, CATS-P, MCQA, OBQ. De afname van de vragenlijsten was verdeeld over twee lesuren of vond plaats in een dubbel lesuur. Na een korte uitleg vulden de leerlingen op hun eigen tempo de vragenlijsten in. Op alle scholen staken kinderen bij vragen hun hand op en werd er uitleg gegeven door de onderzoekers. Aan het eind van de afname werden de kinderen beloond met een kleine traktatie. Na het verwerken van alle gegevens werden de scholen bericht over de resultaten.
2.2 Test-hertest betrouwbaarheid Voor het onderzoek met betrekking tot de test-hertestbetrouwbaarheid werden in totaal 191 kinderen benaderd, waarvan er 111 kinderen (58,1%) meewerkten (56 jongens, 55 meisjes). De deelnemers variëerden in leeftijd van 9 tot 16 jaar, met een gemiddelde leeftijd van 11.65 (SD=1,64). Aan het test-hertest onderzoek werkten het Sint Antonius te Beesd (n=12), de Vier Windstreken te Amsterdam (n=64) en het Willem de Zwijger College te Bussum (n=35, HAVO/VWO) mee. Bij deelname aan de hertest werd de deelnemer gevraagd 3 tot 4 vragenlijsten (ACQ-C, CATS-P, OBQ-44R, (MCQ-A)) in te vullen, waarvan de afnametijd ongeveer drie kwartier bedroeg. De deelnemers voor de hertest werden op verschillende wijzen benaderd. Bij de basisschool het Sint Antonius te Beesd werd gewerkt met actieve toestemming. Aan degenen die hiervoor toestemming gaven werd 8 weken na de eerste 11
afname de vragenlijst toegestuurd, inclusief retourenvelop. Bij de Vier Windstreken te Amsterdam werd in overleg met de directie besloten tot klassikale afname van de vragenlijst, om de betrouwbaarheid van de afname te vergroten. De klassikale afname vond ongeveer 8 weken na de afname plaats. Bij het Willem de Zwijger College konden ouders of het kind het aangeven wanneer er géén toestemming gegeven werd tot de hertest. De 8 weken na het laatste deel van de afname viel in de zomervakantie, waardoor niet voor klassikale afname kon worden gekozen. De vragenlijsten werden inclusief retourenvelop naar de leerlingen opgestuurd.
2.3 Data analyses Voor het uitvoeren van de analyses werd er getoetst of de dataset parametrisch van aard was. Een parametrische dataset moet aan een aantal assumpties voldoen. De eerste assumptie is dat de dataset normaal verdeeld is, wat getoetst werd aan de hand van de skewness, kurtosis en de Kolmogorov-Smirnov test (K-S). Hierbij werd gekeken of het patroon van de dataset significant afweek van een normaal verdeeld patroon; wanneer de test significant was, was er geen sprake van normaal verdeelde dataset. Bij grote steekproeven (n>200) was het belangrijker de normaliteit te bekijken aan de hand van de kurtosis en de skewness, omdat de K-S te snel een significant niveau geeft (Field, 2005). De tweede assumptie is homogeniteit van variantie, waar werd gekeken of de variantie over het geheel redelijk gelijk was. Dit werd getest met behulp van Levene’s test; wanneer de test significant was, was er geen sprake van homogeniteit. De derde assumptie is de assumptie van onafhankelijkheid, de vierde assumptie is dat de dataset op interval niveau is. Aan deze laatste twee assumpties werd voldaan. De factorstructuur van de vragenlijst werd onderzocht aan de hand van een confirmatieve factor analyse, waarbij gebruik gemaakt werd van het analyseprogramma AMOS. Overige statistische analyses werden uitgevoerd met SPSS 15.0. De interne betrouwbaarheid werd gemeten met Cronbach’s alpha, voor zowel de totale schaal, de subschalen en per item. Met betrekking tot de test-hertest betrouwbaarheid werd de correlatie berekend tussen de scores op de subschalen en de totale schaal en de scores op dezelfde schalen ongeveer 8 weken later gemeten. Bij een normale verdeling werd er gebruik gemaakt van Pearson’s correlatie test om de sterkte van de correlatie te berekenen. Om te kijken of er verschillen waren in leeftijd of sekse op de scores op de ACQ-C werd bij een normale verdeling gebruik gemaakt van een onafhankelijke t-toets, waarbij de Bonferoni correctie werd toegepast voor de subschalen en de totale schaal. 12
Tot slot werd met betrekking tot de convergente validiteit gekeken of er een negatieve samenhang was tussen de score op de ACQ-C en aan angst gerelateerde vragenlijsten, namelijk de RCADS, de ZBV(-K) (dispositie) en de SDQ (emotionele problemen).
3. Resultaten Allereerst werd de verzamelde dataset gescreend op missing values en uitbijters. Er bleken vijf deelnemers meer dan twee items per schaal te missen en één deelnemer meer dan drie standaarddeviaties van het gemiddelde van de subschaal externe gebeurtenissen af te wijken; deze deelnemers werden niet meegenomen in de analyses. De analyses werden uitgevoerd over 545 personen (269 jongens, 276 meisjes), variërend in leeftijd van 8 tot 18 jaar, met een gemiddelde leeftijd van 12.56 jaar (SD=2.16). Van de 390 (71,6%) kinderen waarvan de ouders de SDQ hadden ingevuld scoorden er 44 (11,3%) kinderen, op de totaalscore, in het klinisch gebied. De gemiddelde score op de RCADS was 42.6 (n=540, SD=16.9). Door een fout in het onderzoek is in plaats van de ZBV-K de ZBV bij kinderen van 13, 14 en 15 afgenomen, terwijl de ZBV niet voor deze leeftijdscategorie is genormeerd. In analyses met betrekking tot de ZBV (-K) kon deze leeftijdsgroep niet betrokken worden, deze analyses zijn gedaan over 283 kinderen, met een gemiddelde score van 32.4 (SD=7.9), wat onder de klinische grens is. Van de 390 kinderen waar demografische gegevens voor zijn ingevuld, heeft 2.8 % een Turkse nationaliteit, 0.8% een Marokkaanse nationaliteit en 1.3% een Antilliaanse nationaliteit, waarnaast nog 1% een andere nationaliteit dan de Nederlandse heeft. Om te kijken of er volgorde effecten waren in de afname van de vragenlijsten werd er parametrisch getoetst met een onafhankelijke t-toets. De gemiddelden op de ACQ-C van versie 1 (n=246, M=67.53, SD=17,27) en versie 2 (n=299, M=68.0, SD=19.42) verschilden niet significant van elkaar t(543)=-0.25, ns.
3.1 Confirmatieve factoranalyse De assumptie van normale verdeling van de items werd geschonden, de data werd getoetst aan de hand van Unweigted Least Squares (ULS). Er werden twee modellen getoetst, elk model representeerde een verschillend theoretisch concept van de factorstructuur van de ACQ (-C). De confirmatieve factoranalyse werd gebruikt om te bepalen welk van de twee modellen de dataset het beste uit kon leggen. Het eerste
13
model bestond uit een éénfactor structuur, namelijk de totaalscore ervaren controle. Model 2 bestond uit een tweefactoren structuur waarbij de items onderscheid maakten tussen de externe gebeurtenissen factor (subschaal Extern) en de interne emotionele reacties factor (subschaal Intern). De modellen werden geëvalueerd op basis van de waarde van een aantal goodness-of-fit indices; de adjusted goodness-of-fit, de normed fit en de relative fit. Voor een goede fit van het model moeten de indices groter zijn dan 0.90 (Kline, 2005). Goodness-of-fit indices worden voor elk model weergegeven in Tabel 1. De goodness-of-fit bleek voor beide modellen van een evengoed niveau. In Model 2, het tweefactoren model, bleken de factoren Extern en Intern echter op een zeer hoog niveau met elkaar te correleren, namelijk 0.97. Dit betekent dat de factoren te weinig onderscheidend zijn en hetzelfde construct meten; de deelnemers maakten geen onderscheid tussen interne en externe dreigingen. Op basis hiervan lijkt Model 1 de dataset het beste te verklaren.
Tabel 1. Goodness of fit indices voor elk model. Model
x²
df
p
GFI
AGFI
NFI
RFI
Model1
1236.2
405
<.001
0.98
0.98
0.97
0.97
Model2
1220,6
404
<.001
0.98
0.98
0.97
0.97
GFI = goodness of fit index; AGFI=adjusted goodness-of-fit index NFI= normed fit index, RFI= relative fit index.
3.2 Betrouwbaarheid 3.2.1 Interne betrouwbaarheid De gemiddelde totaal- en subschaalscores worden gerapporteerd in Tabel 2. De correlaties werden gemeten met Cronbach’s alpha coëfficiënt. Cronbach’s alpha voor de gehele vragenlijst was 0.929, voor de subschalen interne reacties en externe gebeurtenissen respectievelijk 0.88 en 0.87. Verder blijken items 25 en 28 relatief laag te correleren met de totaalscore, namelijk 0.269 en 0.302. De alpha van de totaalscore zou (iets) hoger zijn als deze items verwijderd zouden worden, namelijk 0.932 en 0.930. Tabe1 2. Gemiddelden en standaarddeviaties van de ACQ-C van totaalscore en de subschalen (n=545): Gem. (SD) Totaalscore
67.8 (18.5)
14
Subschaal Intern
32.1 (9.4)
Subschaal Extern
35.7 (9.9)
3.2.2 Test-hertest betrouwbaarheid De tweede afname vond gemiddeld 8,8 weken (SD=2.7) na de eerste afname plaats, met een minimum van 5 en een maximum van 17 weken. Door het grote verschil in range werd besloten een vergelijking te maken tussen een tweede afname na 5 weken (n=29) en een tweede afname na 8-11 (n=65) weken. Bij de tweede afname na 5 weken werd de assumptie van normale verdeling geschonden, bij de tweede afname na 8-11 weken werd de assumptie van homogeniteit van de varianties geschonden. De correlatie coëfficiënt werd berekend met behulp van een non-parametrische test, de Spearman’s rho (ρ). De correlaties tussen afname 1 en 2 worden, samen met de gemiddelde totaalen subschaalscores weergegeven in Tabel 3. Er bestaat een significante positieve relatie tussen de eerste afname en de tweede afname van de Nederlandse vertaling van de ACQ-C, zowel bij een tweede afname na 5 weken als na 8-11 weken. Over het algemeen wordt een test-hertest echter als onvoldoende beschouwd als deze kleiner is dan 0.60.
Tabe1 3. Gemiddelden en standaarddeviaties voor afname 1 en afname 2 na 5 weken (n=29) en na 8-11 weken (n=65) van de totale ACQ-C score en de subschalen: 5 weken
8-11 weken
Afname 1
Afname 2
ρ
Afname 1
Afname 2
ρ
Totaalscore
62.2 (16.0)
62.5 (16.3)
0.62*
67.5 (19.7)
66.5 (17.8)
0.48*
Subschaal Intern
29.5 (8.5)
30.1 (8.3)
0.57*
32.5 (10.5)
31.9 (9.1)
0.51*
Subschaal Extern
32.7 (8.3)
32.4 (9.2)
0.48*
34.9 (10.3)
34.5 (9.5)
0.50*
* Correlatie significant op p= 0.01 (eenzijdig).
3.3 Leeftijd en sekse verschillen 3.3.1 Leeftijd De gemiddelde totaal- en subschaalscores voor leeftijd worden gerapporteerd in Tabel 4, evenals de toetsingsresultaten. Om leeftijdseffecten te onderzoeken werden de kinderen verdeeld in twee leeftijdsgroepen die het beste pasten bij het schoolniveau; kinderen van 8 tot en met 12 jaar ter representatie van de basisschool (n=241) en kinderen van 13 tot en met 18 jaar ter representatie van de middelbare school (n=304). 15
Aan alle assumpties van parametrische data werd voldaan. Er werd getoetst met de onafhankelijke t-toets, waarbij de Bonferoni correctie toegepast werd voor het significantie niveau voor de totale schaal en de subschalen: p moet kleiner zijn dan .05/3 = .0167. Kinderen in de leeftijd van 8 tot 12 jaar ervaarden minder controle over angst, zowel over interne lichamelijke reacties als over externe gebeurtenissen, dan kinderen in de leeftijd van 13 tot 18 jaar.
Tabel 4. Gemiddelden en standaarddeviaties voor 8-12 jaar (n=241) en 13-18 jaar (n=304) van de totale ACQ-C score en de subschalen, plus toetsingsresultaten. 8-12 jaar
13-18 jaar
Gem. (SD)
Gem. (SD)
t
df
p
Totaal
64.2 (18.2)
70.7 (18.2)
-4.1
543
<0.001
Intern
30.3 (9.6)
33.6 (8.9)
-4.0
543
<0.001
Extern
33.8 (9.5)
37.1 (9.9)
-3.9
543
<0.001
3.3.2 Sekse De gemiddelde totaal- en subschaalscores voor jongens en voor meisjes worden gerapporteerd in Tabel 5, evenals de toetsingsresultaten. Aan alle assumpties van parametrische data werd voldaan. Er werd parametrisch getoetst met de onafhankelijke t-toets, waarbij de Bonferoni correctie toegepast werd voor het significantie niveau voor de totale schaal en de subschalen. Jongens ervaarden significant meer controle over angst, zowel over interne lichamelijke reacties als over externe gebeurtenissen, dan meisjes.
Tabel 5. Gemiddelden en standaarddeviaties voor jongens (n=269) en meisjes (n=276) van de totale ACQ-C score en de subschalen, inclusief significantieniveau. Jongens
Meisjes
Gem. (SD)
Gem. (SD)
t
df
p
Totaal
71.6 (18.5)
64.1 (17.7)
4.8
543
<0.001
Intern
34.1 (9.4)
30.2 (8.9)
4.9
543
<0.001
Extern
37.5 (9.8)
33.8 (9.7)
4.4
543
<0.001
3.4 Validiteit
16
Om de convergente validiteit te meten werd de correlatie tussen de ACQ-C en de ZBV(K) (dispositie), de correlatie tussen de ACQ-C en de RCADS en de correlatie tussen de ACQ-C en de SDQ (emotionele problemen) gemeten. Na het toetsen van de assumpties bleken alledrie de databases niet normaal verdeeld en werd gekozen voor een nonparametrische test, de Spearman’s rho. De correlaties worden in Tabel 6 weergegeven. Er blijkt een significante negatieve correlatie tussen de ACQ-C en de ZBV(-K) (dispositie), tussen de ACQ-C en de RCADS en tussen de ACQ-C en de subschaal ‘emotionele problemen’ van de SDQ. Deze negatieve correlatie bevestigt de convergente validiteit van de ACQ-C: er is een negatieve samenhang tussen de score op de ACQ-C en angst, wat betekent dat een lager gevoel van ervaren controle samenhangt met meer angst.
Tabel 6. Correlaties tussen de ACQ-C en de ZBV(-K) (dispositie) (n=283), RCADS (n=540) en SDQ (emotionele problemen) (n=384). ZBV(-K)
RCADS
SDQ
Spearman’s ρ
Spearman’s ρ
Spearman’s ρ
Totaalscore
-.32*
-.39*
-.14*
Subschaal Intern
-.32*
-.39*
-.15*
Subschaal Extern
-.28*
-.34*
-.12*
* Correlatie significant op p= 0.01 (eenzijdig).
4. Discussie Om ervaren controle in Nederland meetbaar te maken is de ACQ-C vertaald. Het doel van dit onderzoek het onderzoeken van de psychometrische kwaliteiten van de vertaalde vragenlijst. Voor de Nederlandse vertaling van de ACQ-C wordt een éénfactorstructuur gevonden; kinderen lijken niet te differentiëren tussen interne en externe dreigingen. Cronbach’s alpha coëfficiënten voor de totaal- en de subschalen zijn van een goed niveau, wat betekent dat de Nederlandse vertaling van de ACQ-C een goede interne betrouwbaarheid heeft. De test-hertest betrouwbaarheid is bij een afname na 8 tot 11 weken kleiner dan 0.60, wat betekent dat de vragenlijst mogelijk onvoldoende stabiel is over tijd. In tegenstelling met de verwachting worden er verschillen gevonden voor leeftijd en sekse. Kinderen in de leeftijd van 8 tot 12 jaar ervaren minder controle over
17
angst dan kinderen in de leeftijd van 13 tot 18 jaar. Jongens ervaren meer controle over angst dan meisjes. De convergente validiteit van de ACQ-C wordt bevestigd: er is een negatieve samenhang tussen de score op de ACQ-C en angst, wat betekent dat een lager gevoel van ervaren controle samenhangt met meer angst. Wanneer er kritisch wordt gekeken naar de methodologie van het onderzoek zou er gezegd kunnen worden dat de testbatterij voor de deelnemers erg omvangrijk was. De gemiddelde afname tijd van anderhalf tot twee uur zou een te zware belasting kunnen zijn geweest voor vooral de jongere kinderen in de steekproef. Om de lasten zo licht mogelijk te houden is er besloten de testafname op te splitsen in twee delen, welke op twee verschillende dagen hebben plaatsgevonden. Met enthousiaste en aanmoedigende begeleiding hebben we de motivatie van de deelnemers zo hoog mogelijk weten te houden. Daarnaast was voor vooral de jongere kinderen het vooruitzicht op een beloning een goede motivator. Wat verder genoemd moet worden is dat er met name op de basisschool redelijk veel vragen werden gesteld. Dit zou kunnen betekenen dat sommige vragenlijsten voor jonge kinderen te moeilijk waren. Bij de afname op de basisschool zijn er echter altijd twee onderzoekers per klas aanwezig geweest die vragen van kinderen konden beantwoorden. De betekenis van het item werd uitgelegd, wat het kind de mogelijkheid gaf alsnog een passend antwoord te kunnen kiezen. Met betrekking tot de ACQ-C bleek de inleidende zin ‘Hoe goed past dit bij je’ bij sommige vragen voor verwarring te zorgen, omdat het zou interfereren met de stelling. Er werden met name vragen gesteld over de betekenis van item 6 ‘Ik kan mijn gevoelens de baas’, van item 23 ‘Ik heb meestal invloed op wat anderen over me denken’, van item 25 ‘Als ik hoor dat iemand erg ziek is, maak ik me geen zorgen dat ik ook ziek zal worden’ en van item 28 ‘Ik probeer iets te doen aan mijn angst omdat ik dan misschien minder bang zal worden’. In de resultaten blijken de items 25 en 28 in vergelijking met de andere items relatief laag te correleren met de factor totaalscore. In vervolgonderzoek moet nader onderzocht worden of deze items beter uit de vragenlijst verwijderd zouden kunnen worden. De éénfactor structuur van de Nederlandse vertaling van de ACQ-C wijkt af van de gevonden tweefactoren structuur van de oorspronkelijke vragenlijst, de ACQ (Rapee et al., 1996). Nadere analyses in het onderzoek van Weems et al., (2003) naar de kindversie, de ACQ-C, wezen echter ook in de richting van een éénfactor structuur. Dit betekent dat het construct ervaren controle unidimensioneel is bij kinderen. In het gebruik van de vragenlijst betekent dit dat er geen onderscheid gemaakt kan worden 18
tussen ervaren controle over interne emotionele reacties of ervaren controle over externe gebeurtenissen. Dit maakt de vragenlijst minder specifiek, het construct ervaren controle kan niet meer opgedeeld worden interne en externe gebeurtenissen. De test-hertest betrouwbaarheid over 8 tot 11 weken bleek in dit onderzoek onvoldoende. Een oorzaak hiervoor kan zijn dat de hertest een te zware belasting is geweest voor de deelnemers, bij de afname van de hertest op de basisschool (62%) waren de kinderen duidelijk moeilijker te motiveren. Omdat de afname van de hertest bij de overige scholen in de vakantieperiode viel zijn de lijsten naar deze deelnemers opgestuurd. Van deze deelnemers werd verwacht de vragenlijsten in hun eigen vrije tijd thuis in te vullen, zonder supervisie, wat de betrouwbaarheid van de afname aantast. De mogelijkheid tot thuis invullen zorgde bovendien voor een vergrote range in afname. Daarnaast blijkt uit de resultaten de afname van de hertest na 5 weken wél voldoende. Het kan zijn dat de afname na 8 tot 11 weken te laat is geweest. In vervolgonderzoek moet de betrouwbaarheid vergroot worden door de afname in de schoolsituatie te laten plaatsvinden, en de duur tussen de eerste en tweede afname niet langer dan 8 weken te laten zijn. In tegenstelling tot in eerder onderzoek wordt er in de afname van de Nederlandse vertaling van de ACQ-C een leeftijdsverschil gevonden. Jongere kinderen in de leeftijd van 8 tot 12 jaar ervaren minder controle over angst dan oudere kinderen in de leeftijd van 13 tot 18 jaar. Bij het opstellen van de normen moet hier rekening mee gehouden worden. Kinderen jonger dan 12 jaar kunnen niet zonder meer vergeleken worden met kinderen ouder dan 12 jaar. In literatuur over de cognitieve ontwikkeling van kinderen worden er verschillende fases beschreven. Volgens Erikson bevinden kinderen van 8 tot 12 jaar zich in de schoolleeftijd, wat uitgelegd wordt als een periode van constante sociale vergelijking met leeftijdsgenootjes (Hetherington & Parke, 2003). Kinderen ouder dan 12 jaar bevinden zich volgens Erikson in de fase van adolescentie. In deze fase ligt de focus van het kind op de eigen ontwikkeling, de adolescent heeft in deze fase al meer ervaring en kennis over zijn eigen kwaliteiten (Hetherington & Parke, 2003). De literatuur geeft aan dat er grote verschillen zijn in de cognitieve ontwikkeling van kinderen van 8 tot 12 jaar en kinderen ouder dan 12 jaar. In dit opzicht is het dan ook niet opmerkelijk dat er tussen de leeftijdsgroepen een verschil wordt gevonden in het ervaren van controle. Het kan zijn dat kinderen van 8 tot 12 jaar dusdanig bezig zijn zichzelf te vergelijken met leeftijdsgenootjes dat ze zich nog niet hebben gericht op de eigen capaciteiten, waardoor ze minder controle ervaren over interne en externe 19
dreigingen. Kinderen van 12 jaar en ouder hebben meer ervaring en kennis over hun capaciteiten, waardoor ze meer controle ervaren. Bovendien zijn oudere kinderen vaak ook minder afhankelijk van anderen, wat het controlegevoel kan vergroten. Daarnaast wordt er in dit onderzoek een sekseverschil gevonden. Jongens ervaren meer controle over angst dan meisjes. Bij het opstellen van de normen moet hier rekening mee worden gehouden. De scores van jongens en meisjes kunnen niet zonder meer met elkaar vergeleken worden. In literatuur over angststoornissen is, met uitzondering van de obsessief-compulsieve stoornis, de prevalentie van angststoornissen bij meisjes hoger dan bij jongens (Mash & Wolfe, 2005). Het in dit onderzoek gevonden sekseverschil past dan ook binnen de theorie dat een gevoel van beperkte controle één van de aan angst gerelateerde factoren is; dat kinderen die minder controle ervaren angstiger zijn. Gezegd kan worden dat met de vertaling van de ACQ-C alleen de taal is veranderd, niet de inhoud. De Nederlandse vertaling van de ACQ-C meet nauwkeurig wat de vragenlijst beoogt te meten, namelijk het gevoel van controle wat een kind ervaart. In de vragenlijst kan geen onderscheid gemaakt worden tussen controle over interne lichamelijke reacties of controle over externe gebeurtenissen omdat kinderen niet lijken te differentiëren tussen interne en externe dreigingen. In de interpretatie van de vragenlijst moet er rekening mee gehouden worden dat jongens meer controle ervaren dan meisjes en oudere kinderen meer controle ervaren dan jongere kinderen. De negatieve samenhang tussen ervaren controle en angst wordt bevestigd, wat betekent dat kinderen geholpen kunnen worden in het herkennen van de rol van ervaren controle bij angst. De psychometrische kwaliteiten van de Nederlandse vertaling van de ACQ-C blijken voldoende, de vragenlijst kan gebruikt worden in het onderzoek naar de behandeling van angststoornissen bij kinderen.
20
5. Literatuurlijst Barlow, D.H. (2002). Anxiety and its disorders: the nature and treatment of anxiety and panic. The Guilford Press. Chorpita, B.F. & Barlow, D.H. (1998). The Development of Anxiety: The Role of Control in the Early Environment. American Psychological Association, 124, 321. Chorpita, B.F., Yim, L., Moffitt, C.E., Umemoto, L.A., & Francis, S.E. (2000). Assessment of symptoms of DSM-IV anxiety and depression in children: A revised child anxiety and depression scale. Behaviour Research and Therapy, 38, 835-855. Evers, A., Vliet-Mulder J.C. van, & Groot, C.J. (2000). Documentatie van tests en testresearch in Nederland; Deel I en II: Testbeschrijvingen. Amsterdam/Assen: NIP/Van Gorkum. Field, A. (2005). Discovering Statistics Using SPSS. Sage Publications. Hetherington, E.M. & Parke, R.D. (2003). Child Psychology, A Contemporary Viewpoint. McGrawHill. (5th Ed.). Kendall, P.C. (1993). Cognitive-behavioral therapies with youth: Guiding theory, current status, and emerging evelopments. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 61, 235-247. Kline, R. B. (2005). Principles and practice of structural equation modelling. Guilford. (2d Ed.). Mashe, E.J. & Wolfe D.A. (2005). Abnormal Child Psychology. Thomson Wadsworth. (3th Ed.). Rapee, R.M., Craske, M.G., Brown, T.A. & Barlow, D.H. (1996). Measurement of Perceived Control Over Anxiety-Related Events. Association for Advancement of Behavior Therapy, 27, 279-293. Van der Ploeg, H.M. (2000). Handleiding bij de Zelf-Beoordelings-Vragenlijst (2nd Ed). Lisse, the Netherlands: Swets & Zeitlinger. Van Widenfelt, B.M., Goedhart, A.W., Treffers, Ph.D.A., & Goodman, R. (2003). Dutch version of the Strengths and Difficulties Questionnaire (SDQ). European Child and Adolescent Psychiatry, 12, 281-289.
21
Weems, C.F., Costa, N.M., Watts, S.E., Taylor, L.K., & Cannon, M.F. (2007). Cognitive errors, anxiety sensitivity and anxiety control beliefs: their unique and specific associations with childhood anxiety disorders. Behavior Modification, 31, 174-201. Weems, C.F., Silverman, W.K., Rapee, R.M. & Armando A.P. (2003). The Role of Control in Childhood Anxiety Disorders. Cognitive Therapy and Research, 27, 557-568.
22
Bijlage 1
Vragenlijst Controle over Angst - Kinderen Hogendoorn, S.M.; De Haan, E.; Prins, P.J.M.; Vervoort, L.; Wolters, L.H.
Naam………………………………………………………………………………… Geboortedatum……………………………………………………………………. Datum………………………………………………………………………………..
Geautoriseerde vertaling van de Anxiety Control Questionnaire-Children (ACQC). Weems, C.F., Silverman, W.K., Alfano, C.A., Tarolla, S.M. 23
ACQ-C Hieronder staan een aantal zinnen die jongens en meisjes gebruiken om zichzelf te beschrijven. Lees elke zin goed door. Er zijn geen goede of foute antwoorden. Geef aan hoe goed elke zin bij je past door een kruis in het rondje te zetten: niet
weinig
een beetje
veel
heel erg veel
0
0
0
0
0
1. Meestal kan ik makkelijk uit de buurt blijven van dingen die me pijn of verdriet kunnen doen. Hoe goed past dit bij je? niet 0
weinig 0
een beetje 0
veel 0
heel erg veel 0
2. Ik kan moeilijke situaties aan zonder dat anderen mij daarbij helpen. Hoe goed past dit bij je? niet 0
weinig 0
een beetje 0
veel 0
heel erg veel 0
3. Wanneer ik op een plek ben waar ik zenuwachtig of bang van word, dan kan ik dat onder controle houden. Hoe goed past dit bij je? niet 0
weinig 0
een beetje 0
veel 0
heel erg veel 0
4. Ik kan meestal mijn angst verbergen voor anderen. Hoe goed past dit bij je? niet 0
weinig 0
een beetje 0
veel 0
heel erg veel 0
5. Als iets me bang maakt, is er altijd wel iets wat ik ertegen kan doen. Hoe goed past dit bij je? niet 0
weinig 0
een beetje 0
veel 0
heel erg veel 0
een beetje 0
veel 0
heel erg veel 0
6. Ik kan mijn gevoelens de baas. Hoe goed past dit bij je? niet 0
weinig 0
24
7. Ik kan veranderen wat anderen van mij vinden. Hoe goed past dit bij je? niet 0
weinig 0
een beetje 0
veel 0
heel erg veel 0
8. Ik zou wel van een enge of angstaanjagende plek weg kunnen komen. Hoe goed past dit bij je? niet 0
weinig 0
een beetje 0
veel 0
heel erg veel 0
9. Als ik begin te trillen of te beven van de zenuwen, dan kan ik mijzelf weer rustig maken. Hoe goed past dit bij je? niet 0
weinig 0
een beetje 0
veel 0
heel erg veel 0
10. Als ik probeer te stoppen met denken over dingen die me zenuwachtig of bang maken, lukt dat meestal. Hoe goed past dit bij je? niet 0
weinig 0
een beetje 0
veel 0
heel erg veel 0
11. Als ik bang of zenuwachtig ben, kan ik vanzelf ophouden met te snel ademen. Hoe goed past dit bij je? niet 0
weinig 0
een beetje 0
veel 0
heel erg veel 0
12. Ik kan meestal iets doen aan hoe onveilig een situatie voor mij is. Hoe goed past dit bij je? niet 0
weinig 0
een beetje 0
veel 0
heel erg veel 0
13. Ik kan iets doen aan hoe zenuwachtig of bang ik me voel. Hoe goed past dit bij je? niet 0
weinig 0
een beetje 0
veel 0
heel erg veel 0
14. Meestal kan ik wel iets doen om enge dingen te veranderen. Hoe goed past dit bij je? niet 0
weinig 0
een beetje 0
veel 0
heel erg veel 0
25
15. Als me iets naars overkomt, kan ik ervoor zorgen dat ik me weer goed voel. Hoe goed past dit bij je? niet 0
weinig 0
een beetje 0
veel 0
heel erg veel 0
16. Als iets me pijn of verdriet zal gaan doen, weet ik wat ik moet doen. Hoe goed past dit bij je? niet 0
weinig 0
een beetje 0
veel 0
heel erg veel 0
17. Ik kan mezelf meestal weer rustig maken als ik dat wil. Hoe goed past dit bij je? niet 0
weinig 0
een beetje 0
veel 0
heel erg veel 0
18. Ik weet altijd goed wat ik moet doen als ik zenuwachtig of bang ben. Hoe goed past dit bij je? niet 0
weinig 0
een beetje 0
veel 0
heel erg veel 0
19. Als ik echt mijn best doe, kan ik er meestal voor zorgen dat mensen me aardig vinden. Hoe goed past dit bij je? niet 0
weinig 0
een beetje 0
veel 0
heel erg veel 0
20. De meeste dingen die me zenuwachtig maken kan ik aan. Hoe goed past dit bij je? niet 0
weinig 0
een beetje 0
veel 0
heel erg veel 0
21. Ik weet altijd precies wat ik moet doen, als er moeilijke dingen gebeuren. Hoe goed past dit bij je? niet 0
weinig 0
een beetje 0
veel 0
heel erg veel 0
22. Ik vind het niet erg om bang te worden, want ik weet hoe ik ermee om kan gaan. Hoe goed past dit bij je? niet 0
weinig 0
een beetje 0
veel 0
heel erg veel 0
26
23. Ik heb meestal invloed op wat anderen over me denken. Hoe goed past dit bij je? niet 0
weinig 0
een beetje 0
veel 0
heel erg veel 0
24. Ik kan meestal omgaan met moeilijke problemen. Hoe goed past dit bij je? niet 0
weinig 0
een beetje 0
veel 0
heel erg veel 0
25. Als ik hoor dat iemand erg ziek is, maak ik me geen zorgen dat ik ook ziek zal worden. Hoe goed past dit bij je? niet 0
weinig 0
een beetje 0
veel 0
heel erg veel 0
26. Als ik bang of zenuwachtig ben, dan kan ik toch nog aan andere dingen denken dan aan mijn angstgevoelens. Hoe goed past dit bij je? niet 0
weinig 0
een beetje 0
veel 0
heel erg veel 0
27. Ik kan even goed omgaan met onverwachte enge situaties als met enge situaties die ik wel had verwacht. Hoe goed past dit bij je? niet 0
weinig 0
een beetje 0
veel 0
heel erg veel 0
28. Ik probeer iets te doen aan mijn angst omdat ik dan misschien minder bang zal worden. Hoe goed past dit bij je? niet 0
weinig 0
een beetje 0
veel 0
heel erg veel 0
29. Ik kan goed omgaan met mensen die me lastigvallen. Hoe goed past dit bij je? niet 0
weinig 0
een beetje 0
veel 0
heel erg veel 0
30. Ik kan goed omgaan met dingen die fout gaan. Hoe goed past dit bij je? niet 0
weinig 0
een beetje 0
veel 0
heel erg veel 0
Dit is het einde van alle vragen. Bedankt!
27
