Inleiding

Zelfactualisatie is een construct met een lange geschiedenis in diverse wetenschappelijke tradities, waaronder de klinische psychologie. Goldstein beschreef al in 1934 de neiging om zichzelf zo volledig mogelijk te actualiseren, waarbij actualiseren verwijst naar het realiseren van iemands eigen volledige potentieel. Sindsdien is zelfactualisatie op diverse manieren omschreven, maar altijd als een construct dat bestaat uit meerdere aspecten. De bekendste (maar niet onomstreden, of enige) omschrijving is ongetwijfeld die van Maslow (1943, 1950). Hij situeerde zelfactualisatie bovenin zijn bekende hiërarchie van basisbehoeften, en associeerde haar met eigenschappen als zelfacceptatie, creativiteit, spontaniteit en autonomie. Ook Jahoda (1958) stelde dat zelfgeactualiseerde individuen autonoom zijn en niet afhankelijk van anderen voor het volledig ontwikkelen van hun potentieel. Andere auteurs noemden het vermogen en de neiging om doelen te stellen en te bereiken, het toegewijd zijn aan interesses en het kunnen verrijken van het leven als belangrijke aspecten van zelfactualisatie (Ciarrochi, Forgas, & Mayer, 2001).

Deze veronderstelde veelzijdigheid van zelfactualisatie wordt weerspiegeld in de vragenlijsten die in de loop van de jaren zijn ontwikkeld om het construct en de verschillende aspecten ervan te meten. Jones en Crandall (1986) beschrijven vijf vragenlijsten voor zelfactualisatie uit de jaren zestig en zeventig van de vorige eeuw, te weten de Northridge Developmental Scale (NRDS; Gowan, 1974), de Jones Self-Actualization Scale (JSAS; Jones, 1973), de Tennessee Self-Concept Scale (TSCS; Fitts, 1971), de Personal Orientation Inventory (POI; Shostrom, 1964) en de Personal Orientation Dimension (POD; Shostrom, 1975). Daaraan kunnen worden toegevoegd hun eigen Short Index of Self-Actualization (SISA; Jones & Crandall, 1986) uit de jaren tachtig, de Measure of Actualization of Potential (MAP; LeFrançois, LeClerc, Dubé, Hébert, & Gaulin, 1997) en de Brief Index of Self-Actualization (BISA; Sumerlin & Bundrick, 1996) uit de jaren negentig. Van deze vragenlijsten zijn de POI, POD en de SISA het meest gebruikt (LeFrançois et al., 1997). De variëteit aan omschrijvingen en vragenlijsten maakt duidelijk dat zelfactualisatie waarschijnlijk het beste kan worden opgevat als een complex en heterogeen construct, waarin – net als in het geval van bijvoorbeeld persoonlijkheid – verschillende dimensies, en facetten van dimensies, kunnen worden onderscheiden.

Zelfactualisatie is al geruime tijd buiten beeld van de 'mainstream' klinische psychologie. De oorzaak daarvan is niet duidelijk, maar mogelijk heeft de relatieve marginalisatie van de humanistische psychologie en de cliëntgerichte psychotherapie, waarmee zelfactualisatie van oudsher sterk is geassocieerd, ten gunste van meer symptoom- en stoornisgerichte behandelvormen, daarbij een rol gespeeld. Meer recent is in de klinische psychologie en de psychotherapie echter een ontwikkeling gaande richting een bredere opvatting van behandeleffect, waarin zelfactualisatie wellicht opnieuw een rol kan vervullen. Te denken valt daarbij aan de opkomst van de positieve psychologie, de herstelbeweging en de derde generatie gedragstherapieën, die elk op hun eigen manier effecten trachten te bereiken buiten het klinische domein in engere zin (symptomen en stoornissen). Interventies uit de positieve psychologie richten zich bijvoorbeeld op het vergroten van positieve emoties en plezier, betrokkenheid (engagement) en betekenis (meaning; Seligman, Steen, Park, & Peterson, 2005). Vanuit de herstelbeweging wordt herstel gedefinieerd als 'een intens, persoonlijk en uniek proces van verandering van iemands houding, waarden, gevoelens, doelen, vaardigheden en/of rollen. Het is een manier van leven, van het leiden van een bevredigend, hoopvol en nuttig leven met de beperkingen als gevolg van psychiatrische handicaps. Herstel betekent je ontworstelen aan de rampzalige gevolgen van je psychiatrische toestand, en ontwikkeling van een nieuwe betekenis en nieuw doel in je leven' (Anthony, 1993, in: Keet, 2013). Ten slotte spelen aspecten van zelfactualisatie, zoals zelfacceptatie, ook een rol in mindfulness-interventies (Beitel et al., 2014; Dryden & Still, 2006) en in acceptance and commitment therapy (ACT; Hayes, Strosahl, & Wilson, 1999), en blijken scores op meetinstrumenten voor mindfulness en zelfactualisatie met elkaar geassocieerd (Beitel et al., 2014).

Het voorgaande maakt aannemelijk dat deze, en wellicht ook andere, interventies en behandelvormen effect hebben op zelfactualisatie. Als dat zo is, dan is het belangrijk om dat te weten om de reikwijdte van de interventies vollediger in kaart te brengen. Tot voor kort was een Nederlandstalig meetinstrument voor zelfactualisatie echter niet beschikbaar. Het lag voor de hand om voor een vertaling een keuze te maken uit de meestgebruikte internationale vragenlijsten. Een belangrijk nadeel van zowel de POI (150 items) als de POD (260 items) is hun lengte, die hun praktische bruikbaarheid aanzienlijk vermindert. De SISA daarentegen is een korte vragenlijst is (15 items), wat afname aanzienlijk vergemakkelijkt. De SISA is dan ook nadrukkelijk ontworpen voor gebruik in situaties waarin 'one of the longer, more thoroughly validated measures would be impractical, or when the subaspects of self-actualization are not of interest' (Jones & Crandall, 1986, pp. 64-65).

Dit artikel beschrijft een eerste onderzoek naar de psychometrische eigenschappen van de Nederlandse versie van de SISA, de SISA-NL (Kamphuis & van Emmerik, zie appendix). De oorspronkelijke Engelstalige SISA is geconstrueerd uit de langere POI en POD. Eerst werden de 150 tweekeuze-items van de POI (zoals 'I like people' versus 'I like ideas') omgewerkt tot enkelvoudige items ('I like people') met een 4-punts-Likertschaal (1 = mee oneens, 4 = mee eens). Daaruit werden de 10 items geselecteerd die de sterkste item-totaalcorrelatie hadden met de totale POI-score en die de 10 subschalen van de totale POI vertegenwoordigden. Daaraan werden de 4 POI-items toegevoegd met de sterkste item-totaalcorrelatie ongeacht hun oorspronkelijke subschaal, en de 5 POD-items met de hoogste factorlading op de POD-subschalen die niet overlapten met de POI. Van de resulterende 19 items werden 3 items verwijderd die de α verminderden totdat deze niet verder afnam, en 1 item dat onbruikbaar was geworden door een afnamefout in één van de valideringsstudies.

Allereerst onderzoeken wij de interne structuur van de SISA-NL. Het aantal factoren en hun items en interpretaties verschilden in eerdere analyses daarvan, wat gezien de heterogeniteit en multidimensionaliteit van zelfactualisatie in combinatie met het kleine aantal items en de wijze van testconstructie (selectie van items uit een multidimensionele vragenlijst) niet verwonderlijk is. Zo vonden Jones en Crandall (1986) een 5-factorstructuur in een principale componentenanalyse van de data van ruim 500 studenten, rapporteerden Flett, Blankstein en Hewitt (1991) in een steekproef van 799 studenten een structuur met vier componenten waarvan er slechts drie goed interpreteerbaar waren, en kwamen Faraci en Cannistraci (2015) in een combinatie van exploratieve en confirmatieve factoranalyse bij 799 adolescenten tot een 4-factorstructuur, waarvan er maar één goed interpreteerbaar bleek.

De wisselende bevindingen in eerdere onderzoeken suggereren dat er geen goed repliceerbare multidimensionele structuur aan de SISA ten grondslag ligt. Dit is in feite ook niet verwonderlijk, aangezien de items zijn geselecteerd uit een veel groter multidimensioneel instrument. De meetpretentie van de SISA zou dan ook in onze optiek niet multidimensioneel moeten zijn en de centrale vraag in het huidige onderzoek is in hoeverre de totaalscore op de SISA desalniettemin een betrouwbare – hoewel enigszins heterogene – indicator is voor zelfactualisatie. Vandaar dat onze analyse van de interne structuur niet wordt uitgevoerd met de verwachting of bedoeling tot een generaliseerbare factorstructuur en subschalen te komen, maar om een beeld te krijgen van de interne structuur van de totaalscore op de SISA-NL in de huidige steekproef. Ook Crutzen en Peters (2017) bevelen aan eerst de interne structuur van een schaal in kaart te brengen alvorens haar betrouwbaarheid en andere kenmerken te bepalen. In het huidige onderzoek zullen ten aanzien van de totaalscore daarom twee alternatieven worden onderzocht. Ten eerste wordt confirmatief getoetst in hoeverre de lijst één unidimensioneel construct (zelfactualisatie) meet middels het confirmatief passen van een 1-factormodel. Ten tweede wordt, wanneer er geen sprake blijkt van unidimensionaliteit, exploratief de heterogeniteit onderzocht met exploratieve bi-factoranalyse met een algemene factor (alle items) en meerdere subfactoren (van slechts enkele items). Hierbij is dan de vraag of er ondanks ontbrekende unidimensionaliteit voldoende samenhang in de items te vinden is om te spreken van een heterogeen construct. De veronderstelling hierbij is dat psychologische constructen heterogeen kunnen zijn, zoals ook geldt voor constructen als neuroticisme en extraversie. Weliswaar kan met toevoeging van veel items deze heterogeniteit door multidimensionaliteit worden vervangen (bijvoorbeeld de facetten van neuroticisme in de NEO-PI-3; Hoekstra & De Fruyt, 2014), maar dat is met het oog op het doel van een korte vragenlijst voor een heterogeen construct niet noodzakelijk.

Vervolgens onderzoeken wij de test-hertestbetrouwbaarheid, interne consistentie en samenhang met andere vragenlijsten van de totale SISA-NL. Zelfactualisatie wordt algemeen opgevat als een proces dat zich over langere periodes voltrekt. Er wordt veranderlijkheid verwacht, die echter niet de volatiliteit heeft van een typische state of score op een toestandsmaat. De test-hertestbetrouwbaarheid van de Engelstalige SISA is voor zover wij weten alleen onderzocht door Jones en Crandall (1986). In lijn met deze inhoudelijke overwegingen en bevindingen omtrent de test-hertestbetrouwbaarheid, verwachten wij een significante correlatie van tenminste r = .69 tussen de totaalscores bij twee afnames van de SISA-NL met een tijdsinterval van acht weken (zie de paragraaf Methode hieronder).

Met betrekking tot de interne consistentie wordt voor de totaalschaal een Cronbachs α van ten minste .65 verwacht, zoals gevonden door Jones en Crandall (1986) voor de Engelstalige SISA. Cronbachs alfa geeft echter een inflatoir beeld van de betrouwbaarheid in geval van een heterogeen construct. Om die reden wordt ook McDonalds Ω_h berekend, die een indicator is van de betrouwbaarheid waarmee een algemene factor kan worden gemeten met een heterogene set items (Crutzen & Peters, 2017).

De samenhang met andere vragenlijsten ten slotte wordt onderzocht door de correlaties te berekenen tussen de SISA-NL en vragenlijsten voor een aantal meer of minder met zelfactualisatie vergelijkbare constructen. Daarbij wordt een positieve correlatie verwacht tussen de SISA-NL en de Five Facet Mindfulness Questionnaire (FFMQ; mindfulness) en een negatieve correlatie tussen de SISA-NL en de General Health Questionnaire-12 (GHQ-12; psychiatrische klachten; zie de paragraaf Materialen hieronder voor een beschrijving van deze vragenlijsten).1 Ook wordt verwacht dat de SISA-NL sterker samenhangt met vragenlijsten voor constructen die nauwer aan zelfactualisatie verwant zijn. Daarom wordt verwacht dat de SISA-NL sterker correleert met de FFMQ dan met de GHQ-12.

Methode

Deelnemers

In dit onderzoek is gebruikgemaakt van de gegevens van 377 deelnemers aan een randomized waiting-list controlled trial (RCT) naar de effectiviteit van de VGZ Mindfulness Coach, een app gericht op het bevorderen van mindfulness, waarin de SISA-NL werd afgenomen als secundaire uitkomstmaat (voor een volledige beschrijving van deze studie, zie: van Emmerik, Berings, & Lancee, 2017). De genoemde RCT en daarmee ook het voorliggende psychometrische onderzoek werden uitgevoerd met een gezonde steekproef, die voldeed aan een aantal formele, niet op enige vorm van psychische problematiek betrekking hebbende inclusiecriteria (18 jaar of ouder, Nederlandstalig, bereid informed consent te ondertekenen). Tabel 1 bevat de demografische gegevens en de SISA-NL-scores van de gehele steekproef en van de deelnemers uit de wachtlijstconditie die de voor- en nameting hadden ingevuld. Het betrof een overwegend (96%) vrouwelijke, relatief hoogopgeleide steekproef van middelbare leeftijd (gemiddeld 45 jaar).

Tabel 1 Demografische gegevens en SISA-NL-scores van de gehele steekproef en van de deelnemers uit de wachtlijstconditie

Noot. SISA-NL = Short Index of Self-Actualization-Nederland.

Materialen

De Nederlandse vertaling (SISA-NL; Kamphuis & van Emmerik, 2014; zie appendix) van de Short Index of Self-Actualization (SISA; Jones & Crandall, 1986) bestaat uit vijftien stellingen, waarvan respondenten op een 4-punts-Likertschaal aangeven in hoeverre zij het ermee eens zijn (1 = mee oneens, 4 = mee eens). Na omscoring van de items 2, 5, 6, 8, 9, 11, 13 en 14 worden de 15 itemscores opgeteld tot een totaalscore (range 15-60), waarbij hogere totaalscores wijzen op een hogere mate van zelfactualisatie. De Engelstalige SISA toonde een goede test-hertestbetrouwbaarheid (r = .69, p < .001) en een matige interne consistentie (α = .65; Jones & Crandall, 1986). De vertaling van de SISA is in drie stappen tot stand gekomen. Eerst werd de Engelstalige SISA in het Nederlands vertaald door de van oorsprong Nederlandstalige eerste auteur (AE). Vervolgens werd deze Nederlandse vertaling terugvertaald in het Engels door de tweetalige (Nederlands en Engels) laatste auteur (JHK). Ten slotte werd de Nederlandse vertaling vastgesteld na het opsporen en bespreken van de discrepanties tussen de beide Engelstalige versies.

De Nederlandse vertaling (Koeter & Ormel, 1991) van de General Health Questionnaire-12 (GHQ-12; Goldberg & Williams, 1988) werd gebruikt om algemene psychiatrische klachten te meten. De GHQ-12 bestaat uit twaalf items over de aanwezigheid van specifieke symptomen in de afgelopen weken, die worden gescoord op een 4-punts-Likertschaal. Hogere totaalscores op de GHQ-12 (range 0-36) wijzen op méér psychiatrische klachten. De GHQ-12 heeft in de huidige steekproef een goede interne consistentie (α = .89; van Emmerik et al., 2017). Twee recente meta-analyses vonden dat de GHQ-12 een tweedimensionele structuur had die samenhing met de positieve, dan wel negatieve formulering van de items, en ondersteunden het gebruik van de GHQ-12 als een unidimensionele vragenlijst voor algemene geestelijke (on)gezondheid (Gnambs & Staufenbiel, 2018).

Mindfulness werd gemeten met de Nederlandse vertaling (de Bruin, Topper, Muskens, Bögels, & Kamphuis, 2012) van de Five Facet Mindfulness Questionnaire (FFMQ; Baer et al., 2008). De FFMQ bestaat uit 39 items die vijf aspecten van mindfulness meten: observeren, beschrijven, bewust handelen, niet-oordelen en non-reactiviteit. De items worden gescoord op een 5-punts-Likertschaal (1 = nooit of bijna nooit waar, 5 = altijd of bijna altijd waar). Hogere totaalscores op de FFMQ (range 39-195) wijzen op een hogere mate van mindfulness. De FFMQ heeft in de huidige steekproef een zeer goede interne consistentie (α = .91) (van Emmerik et al., 2017). Daarnaast heeft de FFMQ een goede constructvaliditeit (Veehof, ten Klooster, Taal, Westerhof, & Bohlmeijer, 2011). Confirmatieve factoranalyse en correlationeel onderzoek bevestigden de 5-factorstructuur van de FFMQ, alsook de predictieve en constructvaliditeit van deze veelgebruikte vragenlijst voor mindfulness (de Bruin et al., 2012).

Procedure

De 377 deelnemers vulden bij de voormeting van de genoemde RCT (van Emmerik et al., 2017) de SISA-NL, FFMQ en GHQ-12 in. Deze gegevens werden in voorliggend psychometrisch onderzoek gebruikt voor het onderzoeken van de factorstructuur, interne consistentie en samenhang met andere vragenlijsten van de SISA-NL. Honderdzesentachtig (49,3%) deelnemers werden random aan de wachtlijstconditie van de RCT toegewezen, waarvan er 137 bij de nameting na acht weken de SISA-NL opnieuw invulden. De gegevens van deze 137 deelnemers uit de wachtlijstconditie werden in voorliggend psychometrisch onderzoek gebruikt voor het onderzoeken van de test-hertestbetrouwbaarheid.

Statistische analyses

In de analyses werd achtereenvolgens gekeken naar de interne structuur, test-hertestbetrouwbaarheid, interne consistentie en samenhang met andere vragenlijsten van de SISA-NL. Confirmatieve factoranalyse werd uitgevoerd in het statistische programma MPlus versie 6.1 (Muthén & Muthén, 2010). De passing van het 1-factormodel werd geëvalueerd middels de Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA), de Comparative Fit Index (CFI) en de Tucker Lewis Index (TLI). Vuistregels voor een adequate passing zijn: RMSEA < .08, CFI > .90 en TLI > .90 (Hu & Bentler, 1999) en voor een excellente passing geldt: RMSEA < .05, CFI > .95 en TLI > .95. Met een confirmatieve factoranalyse (CFA) werd getoetst in hoeverre een 1-factormodel passend was voor de covariantiestructuur van de 15 items van de SISA-NL.

Vervolgens werd onderzocht in hoeverre een exploratief bi-factormodel – geschat middels Schmidt-Leiman-transformatie – zou passen bij de data. Hierbij werden modellen met steeds één algemene factor (G) en twee tot vijf subfactoren geschat. De resultaten werden geëvalueerd middels de RMSEA (criterium < .05). Vervolgens werd bij de verschillende passende modellen McDonalds Ω_h geschat (zie: Revelle & Wilt, 2013). Deze maat is een goede indicator van de nauwkeurigheid waarmee één algemene latente factor kan worden gemeten in geval van een heterogene schaal (Revelle & Zinbarg, 2009). Voor een conservatieve schatting van Ω_h werd de laagste waarde van de passende modellen genomen. Deze analyses werden uitgevoerd in het statistische programma R (versie 3.4.2) middels de psych-package.

De vervolganalyses werden steeds uitgevoerd op de 15-item totaalscores van de SISA-NL. De analyses met betrekking tot de test-hertestbetrouwbaarheid zijn uitgevoerd met SPSS versie 24 (IBM Corp, 2016). De test-hertestbetrouwbaarheid is onderzocht door de Pearsons correlatiecoëfficiënt te berekenen tussen de voor- en nameting van de deelnemers in de wachtlijstconditie. Ten slotte is de samenhang met andere vragenlijsten van de SISA-NL onderzocht door de correlaties te berekenen met de totaalscores op de GHQ-12 en de FFMQ. Hierbij is de software Comparing Correlations (CoCor; Diedenhofen & Musch, 2015) gebruikt om de significantie van verschillen tussen de gevonden correlaties te onderzoeken met behulp van Mengs Z-test voor gecorreleerde correlaties (Meng, Rosenthal, & Rubin, 1992).

Resultaten

Interne structuur: 1-factor CFA en EFA

Zoals verwacht, bleek een confirmatief 1-factormodel geen adequate fit met de data op te leveren (RMSEA = .10, CFI = .82, TLI = .79). In lijn daarmee lieten veel van de items geen hoge factorlading zien (6 items > .50; .30 < 8 items < .50). Item 3 ('Ik geloof dat mensen in wezen goed zijn en vertrouwd kunnen worden') liet zelfs een lage lading zien (.18).

In een serie exploratieve bi-factoranalyses werden achtereenvolgens modellen met één algemene factor en twee tot vijf specifieke factoren geschat. De factormodellen met meer dan drie specifieke factoren lieten adequate modelfit zien (RMSEA). Ieder model toonde steeds afwijkende resultaten die ook weer afweken van wat in eerdere studies werd gevonden.2 Dit bevestigt de indruk dat uit de SISA geen adequaat en repliceerbaar multidimensioneel model valt te construeren.

Test-hertestbetrouwbaarheid en interne consistentie

De SISA-NL-totaalschaal had een goede achtweekse test-hertestbetrouwbaarheid, blijkend uit een grote en statistisch significante correlatie tussen de totaalscores op de voor- en de nameting in de wachtlijstconditie van de eerdergenoemde RCT (r = .64, p < .001). De achtweekse test-hertestbetrouwbaarheid van de SISA-NL was daarmee niet groter, maar wel vergelijkbaar met de twaalfdaagse test-hertestbetrouwbaarheid van de Engelstalige versie (r = .69; Jones & Crandall, 1986). Zoals verwacht, had de SISA-NL-totaalschaal een acceptabele (George & Mallery, 2003) interne consistentie, blijkend uit een Cronbachs α van .73. De interne consistentie van de SISA-NL was daarmee marginaal beter dan die van de Engelstalige versie (α = .65; Jones & Crandall, 1986). Cronbachs alfa geeft, zoals eerder vermeld, echter een inflatoir beeld van de betrouwbaarheid in geval van een heterogeen construct (Crutzen & Peters, 2017). De waarden van Ω_h voor een algemene factor werden berekend voor de (passende) modellen met drie, vier en vijf specifieke factoren en waren duidelijk lager dan α (Ω_h = .54–.60). Een dergelijke waarde toont dat er buiten de algemene factor veel andere invloeden op de totaalscore zijn. Let wel dat voor een veelgebruikt instrument als de NEO-PI-R vergelijkbare waarden gevonden worden (zie: Noordhof, Sellbom, Eigenhuis, & Kamphuis, 2015).

Samenhang met andere vragenlijsten

Zoals verwacht, correleerde de SISA-NL sterk positief met de FFMQ (r = .65, p < .001) en negatief met de GHQ-12 (r = -.40, p < .001). Eveneens zoals verwacht, bleek de correlatie tussen de SISA-NL en de FFMQ significant groter dan die tussen de SISA-NL en de GHQ-12 (z = 11.42, p < .001).

Conclusie en discussie

In deze studie zijn de interne structuur, interne consistentie en test-hertestbetrouwbaarheid van de SISA-NL onderzocht, alsmede de samenhang ervan met andere vragenlijsten. De totaalschaal vertoonde een goede test-hertestbetrouwbaarheid en een acceptabele interne consistentie. Zij hing samen met vragenlijsten voor mindfulness en algemene psychiatrische klachten, zoals a priori werd verwacht. Factoranalyse maakt echter duidelijk dat er sprake is van een tamelijk heterogene set items, waarbinnen vooralsnog geen consistente en goed meetbare subschalen te construeren zijn. Desalniettemin wordt behoorlijk wat covariantie tussen de items verklaard door een algemene factor, resulterend in een redelijke McDonalds Ω_h. Dit suggereert dat er tegelijkertijd voldoende consistentie in de items zit om te spreken van één open, zij het heterogeen, construct. Het verwijderen van items om unidimensionaliteit te verkrijgen kan een oplossing zijn voor een te grote resterende heterogeniteit, maar zou ook kunnen resulteren in een verarmd construct dat de complexe aard van zelfactualisatie niet meer weerspiegelt. Met andere woorden, te veel nadruk op homogeniteit kan onrecht doen aan een complexere werkelijkheid.

In lijn met de bedoeling van de oorspronkelijke Engelstalige SISA lijkt de Nederlandstalige SISA-NL vooralsnog slechts geschikt voor situaties waarin het afnemen van langere vragenlijsten niet wenselijk of mogelijk is, en het meten van aspecten van zelfactualisatie met subschalen niet van groot belang. Zoals besproken in de inleiding, kan daarbij gedacht worden aan het gebruik als (bij voorkeur nog secundaire) uitkomstmaat binnen therapeutische bewegingen die bredere effecten beogen dan verbeteringen van symptomen of stoornissen alleen. De SISA-NL is wat ons betreft niet geschikt voor onderzoek naar de vermoedelijke multidimensionaliteit van het construct zelfactualisatie zelf. Daarvoor zou een van de langere Engelstalige instrumenten (zie inleiding) vertaald en gevalideerd moeten worden. Hoewel de SISA-NL een indruk kan geven van de mate en het beloop van zelfactualisatie in de praktijk, lijkt zij ons vooralsnog evenmin geschikt voor het onderbouwen van diagnostische of klinische beslissingen op individueel niveau. Ook daarvoor is meer onderzoek nodig dat de huidige bevindingen bevestigt en resulteert in bijvoorbeeld normgroepen waartegen individuele scores kunnen worden afgezet.

Dit onderzoek kent een aantal beperkingen. Zo weten we niets over de etnische en culturele achtergrond van de deelnemers, terwijl dat in de context van zelfactualisatie wel relevant is. Hierbij lijkt vooral het verschil tussen individualistische en collectivistische culturen belangrijk te zijn, waarbij zelfactualisatie in individualistische culturen in het algemeen hoger wordt aangeslagen (Bandura, 1995; Faraci & Cannistraci, 2015; Nisbett, Peng, Choi, & Norenzayan, 2001). Ook bestond de steekproef in het huidige onderzoek overwegend uit vrouwen, hetgeen niet ongewoon is in effectonderzoek naar online mindfulnessinterventies (Spijkerman, Pots, & Bohlmeijer, 2016). Hoewel Dominguez en Carton (1997) geen verschil vonden tussen de SISA-scores van mannen en vrouwen, is dit toch een beperking, aangezien de meetinvariantie van de SISA niet is vastgesteld, en mannen en vrouwen wel verschillend scoren op andere meetinstrumenten voor zelfactualisatie. Zo scoren vrouwen in het algemeen hoger op de POI dan mannen (Foulds & Warehime, 1971; Schroeder, 1973). Aangezien de meeste items van de SISA afkomstig zijn uit de POI (Sumerlin & Bundrick, 1996), is dus mogelijk ook de SISA-NL gevoelig voor sekseverschillen.

Ondanks deze beperkingen komt de handzame SISA-NL uit deze eerste stap in de psychometrische validatie van dit instrument naar voren als een potentieel interessant onderzoeksinstrument voor gebruik in een beperkt aantal situaties. Er is echter meer onderzoek nodig om de huidige bevindingen te repliceren en uit te breiden in demografisch anders samengestelde populaties. Een andere belangrijke vervolgvraag is in hoeverre de SISA-NL voldoende sensitief is voor veranderingen gedurende behandeling. Onderzoek met andere vragenlijsten voor zelfactualisatie is nodig om het construct zelf nader te onderzoeken en tot onderwerp van de klinische praktijk te kunnen maken.

Appendix: SISA-NL

Instructie

Geef hieronder aan in hoeverre onderstaande uitspraken op u van toepassing zijn, op een schaal van 1 (mee oneens) tot 4 (mee eens).

1 Mee oneens   2 Enigszins mee oneens   3 Enigszins mee eens   4 Mee eens

Scoring

Na omscoring van de items 2, 5, 6, 8, 9, 11, 13 en 14 worden de 15 items opgeteld tot de totaalscore.

© Kamphuis & van Emmerik (2014)

© 2009-2024 Uitgeverij Boom Amsterdam

De artikelen uit de (online)tijdschriften van Uitgeverij Boom zijn auteursrechtelijk beschermd. U kunt er natuurlijk uit citeren (voorzien van een bronvermelding) maar voor reproductie in welke vorm dan ook moet toestemming aan de uitgever worden gevraagd:

Behoudens de in of krachtens de Auteurswet van 1912 gestelde uitzonderingen mag niets uit deze uitgave worden verveelvoudigd, opgeslagen in een geautomatiseerd gegevensbestand, of openbaar gemaakt, in enige vorm of op enige wijze, hetzij elektronisch, mechanisch door fotokopieën, opnamen of enig andere manier, zonder voorafgaande schriftelijke toestemming van de uitgever. Voor zover het maken van kopieën uit deze uitgave is toegestaan op grond van artikelen 16h t/m 16m Auteurswet 1912 jo. Besluit van 27 november 2002, Stb 575, dient men de daarvoor wettelijk verschuldigde vergoeding te voldoen aan de Stichting Reprorecht te Hoofddorp (postbus 3060, 2130 KB, www.reprorecht.nl) of contact op te nemen met de uitgever voor het treffen van een rechtstreekse regeling in de zin van art. 16l, vijfde lid, Auteurswet 1912. Voor het overnemen van gedeelte(n) uit deze uitgave in bloemlezingen, readers en andere compilatiewerken (artikel 16, Auteurswet 1912) kan men zich wenden tot de Stichting PRO (Stichting Publicatie- en Reproductierechten, postbus 3060, 2130 KB Hoofddorp, www.cedar.nl/pro).

No part of this book may be reproduced in any way whatsoever without the written permission of the publisher.