Tijdschrift voor Taalbeheersing. Jaargang 10

[p. 93]

Schrijfangst - Faalangst? (II)
B. Meuffels, M. Hesp, I. Lucassen, J. Plug en E. van Schooten

Samenvatting

Aansluitend bij een eerder artikel waarin een structureel model van schrijfangst ontwikkeld werd, worden in dit artikel de resultaten gerapporteerd van empirische onderzoeken naar de validiteit van dat structurele model en naar de relatie tussen schrijfangst en faalangst.

1 Achtergrond

In de vorige aflevering van dit tijdschrijft werd de theoretische achtergrond geschetst van een empirisch onderzoek naar de relatie tussen schrijfangst en faalangst. In dit artikel wordt verslag gedaan van de resultaten van dit onderzoek.¹ Daarin staan twee vragen centraal: (1) Kan het situationeel-specifieke begrip ‘schrijfangst’ onderscheiden worden van het daaraan verwante, situationeel-aspecifieke begrip ‘faalangst’, of vallen beide begrippen volledig met elkaar samen? (2) Aangenomen dat aan schrijfangst een relatief van faalangst onafhankelijke status kan worden toegekend, hoe frekwent komt die angst voor het schrijven dan voor?

Om de relatie tussen schrijf- en faalangst empirisch te kunnen onderzoeken, moet men uiteraard beschikken over meetinstrumenten waarmee die begrippen betrouwbaar en valide gemeten kunnen worden. Wat faalangst betreft bestaat er een deugdelijk Nederlandstalig meetinstrument (de PMT, de Prestatiemotivatietest van Hermans (Hermans 1971; 1976)), wat schrijfangst betreft is er alleen een Amerikaans instrument beschikbaar (de WAT, de Writing Apprehension Test, ontwikkeld door Daly en Miller 1975). Een vertaling van de WAT in het Nederlands heeft weinig zin, zo werd in het eerste deel van dit artikel betoogd, gezien de empiricistische wijze van constructie van de WAT, de daarmee gepaard gaande theoretische ondervoeding en de onmogelijkheid de impliciete theoretische noties die ten grondslag lagen aan de constructie van dit meetinstrument, te toetsen c.q. te falsifiëren.

Om het begrip schrijfangst op meer verantwoorde wijze te kunnen meten, werd een facet-design voor schrijfangst ontwikkeld dat bestaat uit een angstreactie-facet (met als categorieën): (1) Cognitieve angstreactie, (2) Gedragsmatige angstreactie, (3) Fysiologische angstreactie, (4) Affectieve angstreactie en een ‘situatie’-facet dat betrekking heeft op verschillende probleemkenmerken van de schrijftaak (1) Essentie, (2) Inhoud, (3) Schrijftechnische Conventies, (4) Publiek-en Doelgerichtheid. Door de categorieën van de twee onderscheiden facetten met elkaar te combineren ontstaat een tweedimensioneel model voor schrijfangst, waarin schrijfangst wordt opgesplitst in 16 homogene, min of meer onafhankelijke subconstructen die elk een ander type schrijfangst representeren (zie figuur 1).

De 16 onderscheiden subconstructen werden gemeten via een vragenlijst (Likert-type), waarin elk subconstruct via 5 vragen werd geoperationaliseerd. Kunnen de 16 theoretisch onderscheiden subconstructen ook in empirische zin gedifferentieerd worden? Is met andere woorden de op basis van dit model voor schrijfangst ontwikkelde vragenlijst (construct)valide?

1 Het empirisch onderzoek wend - in het kader van hun doktoraalscriptie - uitgevoerd door M. Hesp en I. Lucassen (mei 1985) en gerepliceerd door J. Plug en E. van Schooten (augustus 1986). Beide onderzoeken werden gesuperviseerd door B. Meuffels.

[p. 94]

Probleemkenmerk van het schrijven
	Angstreactie
	Cognitief	Gedragsmatig	Fysiologisch	Affectief
Essentie
Inhoud
Schrijftechnische conventies
Publiek- en Doelgerichtheid

Figuur 1: Een twee-dimensioneel structureel model voor schrijfangst

2 Toetsing van het model voor schrijfangst

Van de schrijfangst-vragenlijst werden twee min of meer parallelle versies ontwikkeld, waarvan de ene versie werd voorgelegd aan doctoraalstudenten ‘Public Relations’ (N=207), de andere aan middelbare scholieren van de vierde en vijfde klas HAVO en VWO (N=238). Het empirisch onderzoek naar de validiteit van de schrijfangst-vragenlijst werd eerst uitgevoerd onder de studenten en vervolgens, nadat de vragenlijst was aangepast aan het lagere opleidings- en leeftijdsniveau, gerepliceerd onder de middelbare scholieren. Deze replicatie biedt de mogelijkheid om na te gaan, in hoeverre de onderzoeksbevindingen betreffende het model voor schrijfangst extern valide zijn: ‘Replicating a finding in a different setting and with different procedures is the same as demonstrating that the research has external validity and can be generalized across different people, places, or conditions’ (Kidder 1981: 8-9).

Een noodzakelijke, zij het niet voldoende voorwaarde voor een dergelijk type validiteit is, dat de schrijfangst-vragenlijst een betrouwbaar meetinstrument is. In tabel 1 staan enkele gegevens die in dit opzicht relevant zijn (in de linker helft van elke kolom staan de statistieken voor de studenten, in de rechterhelft die voor de middelbare scholieren; de berekende betrouwbaarheidscoëfficiënt is Cronbach's alpha; de scorerange voor elk van de 16 subconstructen loopt van 5 tot 25, die voor de totale schrijfangst-vragenlijst van een minimum van 80 tot een maximum van 400).

Uit tabel 1 valt af te leiden dat schrijfangst via de door ons ontwikkelde vragenlijst extreem betrouwbaar gemeten kan worden. In beide steekproeven bedraagt die betrouwbaarheid liefst .96. Natuurlijk wordt de hoogte van beide betrouwbaarheidsindices mede veroorzaakt door het grote aantal vragen in de schrijfangst-vragenlijst (i.c. 80), maar zelfs op het niveau van een subconstruct, elk vertegenwoordigd door slechts 5 vragen, treffen we in de regel zeer hoge betrouwbaarheden aan.

Nu gebleken is dat de 16 subconstructen en het totale construct betrouwbaar gemeten zijn, kan de vraag beantwoord worden of het theoretisch model dat ten grondslag ligt aan de vragenlijst, door de empirie bevestigd dan wel verworpen wordt. Om deze validiteitsvraag te beantwoorden, werden covariantie-structuur analyses uitgevoerd, waarbij vier verschillende (lineaire) modellen voor het facet-design getoetst werden (cf. Mellenbergh e.a. 1979). In model 1 zijn de theoretische assumpties van het facet-design

[p. 95]

subconstruct	gem.		s.d.		skewness		kurtosis		alpha
CE	12.3	13.0	3.7	3.3	.31	.16	-.26-	.25	.77	.73
GE	9.9	11.2	2.8	2.7	.80	.47	1.08	.71	.71	.68
FE	9.6	10.7	3.1	2.6	.98	.55	1.69	.69	.79	.71
AE	11.1	11.1	2.8	2.5	.65	.30	1.71	.47	.75	.68
CI	12.2	13.3	3.0	4.2	.19	.45	-.19	-.35	.70	.84
GI	12.5	13.1	3.3	3.5	.21	.50	-.07	-.09	.71	.75
FI	10.3	11.6	2.8	3.3	.76	.58	.80	.13	.66	.77
AI	12.1	12.1	3.9	4.1	.03	.76	.03	.06	.75	.86
CS	11.9	12.8	3.2	3.2	.40	.36	-.16	.10	.64	.61
GS	10.5	11.8	3.4	2.9	.69	.43	.68	.18	.78	.63
FS	10.3	12.1	3.3	3.2	.40	.55	-.28	.14	.75	.70
AS	10.7	12.2	3.3	3.2	.52	.69	.34	.25	.72	.71
CP	12.8	14.0	2.7	3.1	.27	.04	.19	-.52	.54	.69
GP	9.6	11.1	2.9	2.6	.81	.44	.81	.46	.74	.61
FP	10.9	11.4	2.7	2.8	.22	.56	-.03	.67	.56	.71
AP	10.1	11.5	2.6	2.8	.62	.51	.32	.96	.70	.75
totaal	175.9	193.4	36.3	37	.28	.23	.27	.08	.96	.96
Betekenis afkortingen:
CE = cognitieve angstreactie op essentie
GE = gedragsmatige angstreactie op essentie
FE = fysiologische angstreactie op essentie
AE = affectieve angstreactie op essentie
CI = cognitieve angstreactie op inhoud
GI = gedragsmatige angstreactie op inhoud
FI = fysiologische angstreactie op inhoud
AI = affectieve angstreactie op inhoud
CS = cognitieve angstreactie op schrijftechnische conventies
GS = gedragsmatige angstreactie op schrijftechnische conventies
FS = fysiologische angstreactie op schrijftechnische conventies
AS = affectieve angstreactie op schrijftechnische conventies
CP = cognitieve angstreactie op publiek- en doelgerichtheid
GP = gedragsmatige angstreactie op publiek- en doelgerichtheid
FP = fysiologische angstreactie op publiek- en doelgerichtheid
AP = affectieve angstreactie op publiek- en doelgerichtheid

Tabel 1: Gemiddelde, standaarddeviatie, skweness, kurtosis en betrouwbaarheid van de 16 subconstructen en het totale construct

voor schrijfangst perfect gerealiseerd, terwijl dat in de drie andere, zogenaamde alternatieve modellen niet het geval is.

a	Model 1 bevat een algemene component, vier angstfactoren en vier schrijffactoren. Dit model komt overeen met het theoretisch model dat ten grondslag heeft gelegen aan de constructie van de schrijfangst-vragenlijst
b	Model 2 bevat een algemene component en vier schrijffactoren. In dit model wordt

[p. 96]

	aangenomen, dat het empirisch gezien geen zin heeft te differentiëren tussen de theoretisch onderscheiden soorten angstreacties
c	Model 3 bevat een algemene component en vier angstfactoren. In dit model wordt aangenomen dat het empirisch geen zin heeft te differentiëren tussen de theoretisch onderscheiden probleemkenmerken van de schrijftaak
d	Model 4 bevat uitsluitend een algemene component. In dit model wordt aangenomen dat noch de angstfactoren, noch de schrijffactoren empirisch te onderscheiden zijn. In model 4 wordt schrijfangst dus opgevat als een eendimensioneel, ondeelbaar construct. De resultaten van de toetsing van deze vier modellen staan in tabel 2 (linkerhelft tabel: steekproef studenten; rechterhelft: steekproef middelbare scholieren).

	x^2	df	p	x^2/df	x^2	df	p	x^2/df
model 1	42.02	48	.716	0.88	83.63	60	.024	1.39
model 2	167.10	69	.000	2.42	336.84	82	.000	4.11
model 3	332.97	69	.000	4.83	200.84	82	.000	2.45
model 4	716.62	90	.000	7.96	882.53	104	.000	8.49

Tabel 2: Passings-statistieken voor het theoretisch model 1 en drie alternatieve modellen

Voor de steekproef studenten geldt dat het theoretisch model bevestigd words, terwijl de drie alternatieve modellen elk verworpen moeten worden.² Voor de steekproef middelbare scholieren ligt de zaak iets gecompliceerder. Kiezen we een stringent alpha-niveau (.05), dan moeten alle modellen in die steekproef verworpen worden. Kiezen we een wat liberaler niveau (.01), dan blijkt het theoretisch model bevestigd te worden, terwijl de alternatieve modellen 2, 3 en 4 die strijdig zijn met het theoretisch model, verworpen moeten worden. De hier gehanteerde passings-statistiek (p-waarde) dient overigens met de nodige voorzichtigheid geïnterpreteerd te worden. Toetsing via covariantie-structuur analyse veronderstelt immers dat de onderzochte variabelen multi-variaat normaal verdeeld zijn. Uit de waarden van de skewness en kurtosis voor elk van de 16 subconstructen (zie tabel 1) wordt duidelijk dat aan deze assumptie naar alle waarschijnlijkheid niet is voldaan. Bovendien leiden grote steekproeven als de onze al snel tot verwerping van een model, ook al zijn de discrepanties tussen theoretisch veronderstelde en empirisch geconstateerde waarden erg klein (Jöreskog 1969: 200).

Gezien deze bezwaren verdient het de voorkeur de passings-statistieken niet in absolute, maar in relatieve zin te interpreteren. Een geschikte passings-statistiek ter vergelijking van de passing van de vier modellen vormt de ratio van de chi-kwadraat en het daarbij behorende aantal vrijheidsgraden. Hoe kleiner deze ratio, hoe beter de passing van het model.

Op basis van deze ratio's kan geconcludeerd worden dat in beide steekproeven de modellen 2, 3 en 4 die strijdig zijn met het theoretisch model 1, alle verworpen moeten worden ten gunste van dit laatste model. Of dit theoretisch model ook in niet-relatieve, absolute zin door de empirische gegevens bevestigd wordt valt niet uit de vermelde resultaten in tabel 2 op te maken. Daartoe dienen we dit best-passende model aan een nadere inspectie te onderwerpen, waarbij dan vooral gelet zal moeten worden op het patroon van ladingen en de correlaties tussen de 4 angst- en 4 schrijffactoren.

2 Dat het aantal vrijheidsgraden van de getoetste modellen in beide steekproeven van elkaar verschilt, heeft te makes met identificatie-problemen. In de steekproef studenten traden er bij de toetsing van de vier modellen identificatie-problemen op, omdat de operationalisatie ‘Cognitieve angstreactie op Publiek- en Doelgerichtheid’ ladingen groter dan 1 vertoonde. Besloten werd deze operationalisatie te verwijderen en vervolgens de vier modellen opnieuw te toetsen. We zijn overigens geneigd, gezien de resultaten van de toetsing in de steekproef middelbare scholieren, de identificatie-problemen toe te schrijven aan niet-systematische steekproef-fouten.

[p. 97]

Dat het theoretisch model (model 1) ook in absolute zin redelijk goed bij de empirische gegevens past, blijkt onder andere uit tabel 3 (in deze tabel worden de 95% ‘credibility’ intervallen rond de ladingen op de factoren weergegeven; de resultaten hebben betrekking op de steekproef middelbare scholieren).

Factoren

Betekenis afkortingen:

AF = Algemene Factor;

E = Essentie;

I = Inhoud;

S = Schrijftechnische conventies;

P = Publiek- en Doelgerichtheid;

C = Cognitieve angstreactie;

G = Gedragsmatige angstreactie;

F = Fysiologische angstreactie;

A = Affectieve angstreactie

Tabel 3: 95% - Waarschijnlijkheidsintervallen van de ladingen van de 16 operationalisaties op de algemene factor en de 4 schrijf- en angstfactoren

De operationalisaties van de 16 subconstructen blijken voldoende hoog op de algemene component te laden (de waarde 0 komt immers niet in het waarschijnlijkheidsinterval rond de ladingen van de operationalisaties voor). Dat betekent dat de 16 operationalisaties elk iets gemeenschappelijks meten: schrijfangst. Maar daarnaast meten die 16 operationalisaties ook nog iets specifieks, althans dat behoren ze te doen. Vijf van de acht ‘specifieke’ schrijf- en angstreactie-factoren (Essentie; Schrijftechnische Conventies; Publiek- en Doelgerichtheid; Gedragsmatige angstreactie en Fysiologische angstreactie) blijken op deugdelijke wijze gemeten te kunnen worden. De factoren Inhoud, Cognitieve angstreactie en Affectieve angstreactie worden minder goed door de voor hen ontworpen operationalisaties gemeten (op de factor Inhoud komt de waarde 0 bij

[p. 98]

twee van de vier operationalisaties voor, te weten: Gedragsmatige angstreactie op Inhoud en Fysiologische angstreactie op Inhoud; op de factoren ‘Cognitieve angstreactie’ en ‘Affectieve angstreactie’ komt de waarde 0 respectievelijk drie en één keer voor). Op basis van deze resultaten kan, kort samengevat, geconcludeerd worden dat het empirisch onderzoek duidelijk evidentie heeft opgeleverd voor het ‘bestaan’ van 5 van de 8 theoretisch onderscheiden factoren. Voor drie factoren, ook al worden ze door een of meerdere operationalisaties geïdentificeerd, zijn de resultaten minder overtuigend.

Ook de correlaties tussen factoren van eenzelfde facet zijn van belang, wanneer het gaat om de absolute passing van het theoretisch model. Idealiter zijn deze correlaties nul of laag positief (Nota bene: in de getoetste modellen zijn de correlaties tussen de algemene component en de schrijf- en angstfactoren arbitrair op 0 gefixeerd, evenals de correlaties tussen de schrijffactoren enerzijds en de angstfactoren anderzijds). Als de waarde 1 in het waarschijnlijkheidsinterval van zo'n correlatie voorkomt, dan kan dat betekenen dat beide factoren min of meer hetzelfde meten en dat dus aan een spaarzamer model waarin beide factoren zijn samengevoegd, de voorkeur moet worden gegeven. In tabel 4 staan de waarschijnlijkheidsintervallen van de correlaties tussen de schrijffactoren en van de correlaties tussen de angstreactiefactoren (steekproef middelbare scholieren).

Schrijffactoren
	E		I		S
E
I	-.14	.57
S	-.04	.60	.03	.77
P	.51	.87	.50	.92	.56	.96
Angstreactiefactoren
	C		G		F
C
G	.46	1.35
F	-.43	.21	-.18	.24
A	-.29	.66	-.01	.64	.05	.48
Betekenis afkortingen:
E = Essentie;
I = Inhoud;
S = Schrijftechnische conventies;
P = Publiek- en Doelgerichtheid;
C = Cognitieve angstreactie;
G = Gedragsmatige angstreactie;
F = Fysiologische angstreactie;
A = Affectieve angstreactie

Tabel 4: 95%-Waarschijnlijkheidsintervallen van de correlatie tussen de factoren

[p. 99]

De intervallen van de correlaties tussen de factoren zien er in het algemeen goed uit. De meeste correlaties liggen in de buurt van het nul of zijn laag positief. Alleen de correlaties tussen de factor ‘Publiek- en Doelgerichtheid’ en de drie andere schrijffactoren en de correlatie tussen de ‘Cognitieve angstreactie’ en de ‘Gedragsmatige angstreactie’ zijn erg hoog - in het interval van de laatste twee factoren komt zelfs de waarde 1 voor. Dit kan beteken dat deze twee factoren ten onrechte in het theoretisch model als gescheiden factoren zijn gepostuleerd. Met het oog op het spaarzaamheidsprincipe is daarom ook een model getoetst (model 5) waarin deze twee angstreactiefactoren zijn samengevoegd. De resultaten van deze modeltoetsing staan in onderstaande tabel (steekproef middelbare scholieren).

	x^2	df	p	x^2/df
model 5	89.0	63	.017	1.41

Tabel 5: Passings-statistieken voor het alternatieve model 5

Uit de passings-statistieken blijkt model 5 weliswaar een redelijk passend model te zijn, maar het theoretisch model 1 verdient niettemin de voorkeur. Dat blijkt onder andere ook uit de som van de gekwadrateerde residuen die we berekend hebben voor model 1 en model 5. Deze som bedraagt voor het theoretisch model. 07 en voor het alternatieve model 5 .09.³

Onze conclusie naar aanleiding van de resultaten in tabel 2, 3, 4 en 5 luidt derhalve dat van alle getoetste modellen het theoretische model op basis waarvan de schrijfangstvragenlijst geconstrueerd is, het beste bij de empirische gegevens past, terwijl het model waarin schrijfangst wordt opgevat als één ondeelbaar construct het slechtste past. Ook in absolute zin past het theoretische model redelijk tot goed. Dat betekent dat factoren als ‘sociale wenselijkheidstendenties’ en ‘response bias’ die de validiteit van een vragenlijst kunnen aantasten, in ons onderzoek geen rol van betekenis hebben gespeeld. Zou dat wel het geval zijn geweest, dan zou het theoretisch model nooit ondersteuning hebben gevonden. De resultaten in de tabellen 2, 3, 4 en 5 vormen derhalve een bevestiging van het theoretisch model voor schrijfangst en leveren een duidelijk aanwijzing op voor de construct-validiteit van de schrijfangst-vragenlijst. Bovendien blijkt dit model voor schrijfangst invariant te zijn voor de variabele ‘leeftijd’. In de steekproef studenten vinden we immers resultaten die tot identieke conclusies leiden.

Ter relativering van deze conclusies dient tot slot te worden opgemerkt dat begripsvaliditeit geen absolute, maar een relatieve zaak is en dat onderzoek naar de constructvaliditeit van een meetinstrument in feite een ‘never ending’ proces is. Resultaten van empirisch begripsvaliditeit-onderzoek kunnen aanleiding geven tot wijzigingen in de theoretische specificaties van het model, of tot verbeteringen in de operationalisaties van de onderscheiden subconstructen, waarna opnieuw de begripsvaliditeit onderzocht zal moeten worden. ‘In this way, concepts guide empirical research and empirical findings alter concepts. This interaction is the essence of science’ (Fiske 1971: 271). In ons geval zou het aanbeveling verdienen, gesteld dat we de begripsvaliditeit zouden willen optimaliseren, de operationalisaties van de factoren ‘Inhoud’, ‘Cognitieve angstreactie’ en ‘Affectieve angstreactie’ aan te passes en te verbeteren.

3 Omdat model 5 genest is in model 1, kan statistisch worden getoetst of model 1 een substantieel betere passing vertoont dan model 5. Dit bleek inderdaad het geval (df=3; x=5.37;. 10 < p < 025).

[p. 100]

3 Convergente en discriminante validiteit

Nu het theoretisch model van schrijfangst empirische ondersteuning heeft gevonden en schrijfangst betrouwbaar en deugdelijk gemeten blijkt te kunnen worden, kan de specificiteitsvraag aan de orde gesteld worden: ligt negatieve faalangst aan schrijfangst ten grondslag, zodat we op grond van het spaarzaamheidsprincipe gedwongen zijn het begrip ‘schrijfangst’ op te geven? Of bestaat er toch nog enige ruimte voor een relatief onafhankelijk begrip ‘schrijfangst’?

Om deze vraag betreffende de convergente en discriminante validiteit van de schrijfangst-vragenlijst te kunnen beantwoorden, vulden de proefpersonen niet alleen de schrijfangst-vragenlijst in, maar ook andere vragenlijsten en tests ter meting van aan schrijfangst verwante en niet-verwante begrippen. De middelbare scholieren vulden ook de PMT-K in, waarmee de begrippen Prestatiemotivatie, Positieve Faalangst, Negatieve Faalangst en Sociale Wenselijkheid gemeten worden (Hermans 1971; 1976).⁴ Bovendien vulden de middelbare scholieren drie onderdelen van de GIT (de Groninger Intelligentie Test; Snijders en Verhage 1961) in die elk een ander aspect van intelligentie meten: (1) Verbaal Begrip (gemeten via het onderdeel Woordenlijst), (2) Verbaal Redeneren (gemeten via het onderdeel Matrijzen), (3) Ruimtelijk Inzicht (gemeten via het onderdeel Legkaart). De studenten kregen aan hun leeftijd- en opleidingsniveau aangepaste versies van deze tests voorgelegd: de PMT in plaats van de PMT-K en het onderdeel Woordenlijst uit de Verbale Aanleg Test (Drench en van Wieringen 1969) in plaats van de drie onderdelen van de GIT.

In tabel 6 staan het aantal items, gemiddelde, standaarddeviatie en betrouwbaarheid van de tests die aan de studenten en middelbare scholieren zijn voorgelegd (linkerhelft tabel: steekproef studenten; rechterhelft: steekproef middelbare scholieren).

	aantal items	gemiddelde	s.d	alpha
test
VAT	64	43.5	6.9	.80
PM	44	15.5	7.1	.84
PF	19	12.3	4.7	.87
NF	26	11.0	5.5	.85
	aantal items	gemiddelde	s.d	alpha
test
WRD	18	10.2	2.8	.66
MATR	5	2.5	1.3	.39
LEGK	17	11.7	2.7	.69
PM	33	11.6	5.5	.81
PP	17	9.9	3.7	.78
NF	15	7.6	3.4	.78
SW	16	6.0	3.0	.67
Betekenis afkortingen:
VAT = Verbale Aanleg Test (Woordenlijst)
SW = Sociale wenselijkheid
PM = Prestatiemotivatie
WRD = Woordenlijst (G1T)
PF = Positieve faalangst
MATR = Matrijzen (G1T)
NF = Negatieve faalangst
LEGK = Legkaart (GIT)

Tabel 6: Aantal items, gemiddelde, standaarddeviatie en betrouwbaarheid per test

4 Herman defmieert de begrippen Prestatiemotivatie, Positieve Faalangst en Negatieve faalangst aldus: ‘(Prestatiemotivatie) (is) de tenders om te presteren, waarbij presteren (...) (wordt) opgevat in de zin van excelleren, dit zowel in de ogen van anderen als van zichzelf. Hoog prestatiegemotiveerden hebben, in vergelijking met laag prestatiegemotiveerden, een middelmatig hoog aspiratieniveau, in die zin dat ze de voorkeur hebben voor taken die een zekere moeilijkheidsgraad hebben’ (Herman 1976: 1). ‘(Positieve Faalangst) (is) een angst om te falen, die speciaal in taaksituaties die voor het individu relatief ongestructureerd zijn, hem optimaal doer functioneren. De ervaring van positieve faalangst heeft het karakter van een optimale spanningstoestand die in de betreffende situatie eerder tot goede dan tot minder goede prestaties leidt’ (o.c.: 4). ‘(Negatieve Faalangst) (is) een angst om te falen die vooral in taaksituaties die voor het individu relatief ongestructureerd zijn, hem doen dysfunctioneren (o.c.: 2). ‘(Sociale wenselijkheid) is de neiging om sociaal wenselijke antwoorden te geven’ (Hermans 1971: 84).

[p. 101]

Afgezien van de Matrijzen uit de GIT worden alle constructen voldoende betrouwbaar gemeten om correlatie-onderzoek zinvol te doen zijn.

De correlaties (pmc's) tussen schrijfangst en daaraan verwante en niet-verwante begrippen staan in tabel 7 (linkerhelft tabel: steekproef studenten; rechterhelft: steekproef middelbare scholieren).

	VAT	PM	PF	NF
VAT
PM	.04
PF	-.02	.20
NF	.00	-.05	-.31
SA	-.16	-.29	-.26	.50

	WRD	MATR	LEGK	PM	PF	NF	SW
WRD
MATR	.28
LEGK	.06	.18
PM	.01	-.13	.02
PF	.10	.15	.20	.08
NF	-.16	-.19	-.19	.04	-.46
SW	.81	.01	.13	.29	.09	-.08
SA	-.22	-.12	.00	-.16	-.19	.33	-.15

Tabel 7: Correlaties tussen schriffangst (SA) en verwante en niet-verwante begrippen (voor betekenis afkortingen, zie tabel 6)

Het teken van alle correlaties als ook de absolute grootte daarvan confirmeren onze verwachtingen.⁵ Schrijfangst hangt niet samen met aspecten van verbale en non-verbale intelligentie en evenmin met sociale wenselijkheidstendenties of positieve faalangst. Wel is er, zoals voorspeld, een matig tot redelijk sterk verband tussen schrijfangst en negatieve faalangst. Maar dit verband is verre van perfect. Zelfs als men de betreffende correlatie voor attenuatie corrigeert (steekproef middelbare scholieren: .38; steekproef studenten: .57), dan nog moet geconstateerd worden dat beide begrippen niet volledig met elkaar samenvallen. In theoretisch opzicht heeft het dus zin een van negatieve faalangst relatief onafhankelijk begrip schrijfangst te onderscheiden.

5 Onze verwachting dat schrijfangst niet correleert met (aspecten van) intelligence is onder meer gebaseerd op onderzoek van Cattell en Scheier (1961). Over de relatie tussen angst en intelligentie merken zij het volgende op: ‘(...) a person with intelligence enough te have genetic interests has something te be worried about in atomic bomb fallout that is beyond the anxieties of the mental defective. It would be oversimplifying (and contrary te data reviewed later) te infer from this a general correlation between anxiety and intelligence (...)’ (1961: 20). ‘(...) in conceptual terms, impairment of cognitive performance is far from being the essence of anxiety, at least within the normal range, though it is slightly connected’ (o.c.: 93). Dat Negatieve Faalangst licht negatief correleert met Positieve faalangst, niet met Sociale Wenselijkheid en evenmin met intelligentie, convergeert met empirische onderzoeksresultaten van Hermans (1971).

4 Discussie

Theoretisch mag het dan zinvol zijn om schrijfangst te onderscheiden van faalangst, het is de vraag of dat ook in praktisch opzicht het geval is. Bij de berekening van de correlatie tussen schrijf- en faalangst is de hele score-range verdisconteerd: ook personen die matig of niet schrijfangstig zijn of personen die matig of niet negatief faalangstig zijn, zijn in de berekening van de betreffende correlatie betrokken. Maar in praktisch opzicht worden begrippen als ‘schrijfangst’ en ‘negatieve faalangst’ juist geïntroduceerd om

[p. 102]

personen die in relatief sterke mate dergelijke angsten vertonen, te diagnostiseren, nièt zozeer ter typering van personen die zulke angsten helemaal niet ervaren. Juist om schrijfangstigen te identificeren is de WAT ontwikkeld, en juist voor die personen zijn interventies en therapieën ontworpen. Dat impliceert dat voor de praktijkdoeleinden niet de hele score-range, maar slechts één uiteinde van het continuüm ‘niet-schrijfangstig - - heel sterk schrijfangstig’ relevant is. In hoeverre vallen de begrippen faalangst en schrijfangst nu samen bij deze, vanuit praktisch oogpunt belangrijke groep schrijfangstigen?

Op basis van de totaal-scores op de schrijfangst-vragenlijst werden de meest en minst schrijfangstigen geselecteerd. Vervolgens werd nagegaan hoeveel leerlingen in deze twee extreme groepen hoog dan wel laag negatief faalangstig zijn. In tabel 8 staat het resultaat (linkerhelft: steekproef studenten; rechterhelft: steekproef middelbare scholieren).

		Faalangst					Faalangst
		laag	hoog				laag	hoog
	laag	25	14	39		laag	27	11	38
SA					SA
	hoog	5	26	31		hoog	9	30	39

Tabel 8: Aantallen laag resp. hoog schrijfangstigen (SA) die laag resp. hoog negatief faalangstig zijn

Van de 39 door de schrijfangst-vragenlijst als hoog-schrijfangstig geïdentificeerde leerlingen blijkt maar liefst driekwart óók faalangstig te zijn, terwijl van de 41 hoogfaalangstigen er 30 schrijfangstig zijn. In de steekproef studenten treffen we soortgelijke resultaten aan. Ook al vallen, gezien de hoogte van de correlatie, de begrippen schrijfangst en faalangst in de totale populatie dan niet samen, in de subpopulatie waarin we vanuit praktisch oogpunt geïnteresseerd zijn, doen ze dat grotendeels wèl.

Dit laatste resultaat heeft nogal verstrekkende theoretische en praktische consequenties:

(1) Wanneer we schrijfangstige individuen trachten te identificeren met behulp van een vragenlijst als de onze, dan blijkt het merendeel van de personen die we schrijfangstig noemen tevens faalangstig te zijn. Slechts een heel kleine minderheid is ‘echt’ schrijf angstig (dat wil zeggen wèl schrijfangstig, maar niet faalangstig). Om ‘echte’ schrijfangstigen op het spoor te komen kan men dus niet volstaan met een schrijfangstvragenlijst; deze zal aangevuld moeten worden met een test ter meting van negatieve faalangst.

(2) Wat onder (1) gesteld is ten aanzien van de beperkte mogelijkheden om met een schrijfangst-vragenlijst ‘echte’ schrijfangstigen te identificeren, is uiteraard evenzeer van toepassing op andere meetmethoden van schrijfangst, bijvoorbeeld observaties. De kans is groot dat een leerkracht die op basis van zijn observaties van een leerling in de klas de betreffende leerling het predicaat ‘schrijfangst’ toedicht, dit ten onrechte doet. Probeert hij vervolgens deze leerling van zijn angst af te helpen door hem specifieke schrijfvaardigheidstraining te geven, dan doet hij waarschijnlijk aan ‘symptoombe-

[p. 103]

strijding’. Het is zeer de vraag of een dergelijke training effect zal hebben en, als die al effect zou hebben, van duurzame aard zal zijn.

(3) Als onze resultaten betreffende de samenhang tussen schrijf- en faalangst binnen de subpopulatie hoog-schrijfangstigen gegeneraliseerd mogen worden, dan zijn veel resultaten van het reeds verrichte empirisch onderzoek naar schrijfangst suspect en obsoleet (zie voor een overzicht van dat onderzoek: deel I, par. 2). Een voorbeeld. In proces-studies van schrijfangst worden schrijfangstigen gecontrasteerd met nietschrijfangstigen. Het aantal proefpersonen is in proces-studies - noodgedwongen - in de regel erg klein. De kans is dus groot dat onderzoekers niet, zoals bedoeld, de schrijfprocessen van schrijfangstigen met die van niet-schrijfangstigen vergelijken, maar die van negatief faalangstigen met die van niet-schrijfangstigen.

(4) Hoe vaak komt ‘echte’ schrijfangst voor? Tabel 8 waarin op basis van de totaal-score van de schrijfangst-vragenlijst de twee meest extreme groepen zijn geselecteerd, geeft daarover geen nauwkeurige informatie. Bij sen dergelijke selectie wordt immers geabstraheerd van het absolute niveau van schrijfangst. Om de vraag naar de frekwentie wat nauwkeuriger te kunnen beantwoorden, was aan de schrijfangst-vragenlijst een extra item toegevoegd: ‘Ik heb last van schrijfangst’. Van de in totaal 207 studenten beantwoorden er slechts 15 deze vraag bevestigend (14: mee eens; l: helemaal mee eens). Van deze 15 studenten bleken er bovendien 9 negatief faalangstig tie zijn (negatief faalangstig volgens de B-normen, zoals gespecificeerd door Hermans 1976). In de steekproef middelbare scholieren (n=238) beantwoorden 10 leerlingen de betreffende vraag bevestigend (l0: mee eens, 0: helemaal mee eens). Zes bleken bovendien negatief faalangstig.⁶ Aangenomen dat deze cijfers enige precisie bezitten - het zijn en blijven immers schattingen -, dan mag gesteld worden dat schrijfadviseurs terecht geen aandacht schenken aan schrijfangst. Zij richten zich immers op frequente problemen bij het schrijven. Qua frequentie kan schrijfangst echter een incidenteel probleem genoemd worden.

6 Selectie van ‘echte’ schrijfangstigen op basis van de total-score op de schrijfangst-vragenlijst leidt tot een onderschatting van de frekwentie van schrijfangst. Uit de onderzoeksresultaten bleek dat het theoretisch model dat ten grondslag lag aan de schrijfangst-vragenlijst, bevestigd werd. Er moeten kennelijk 16 verschillende, min of meer onafhankelijke soorten schrijfangst onderscheiden worden. Een persoon met een lage totaalscore op de vragenlijst kan dus best hoog-schrijfangstig zijn op een van de 16 onderscheiden aspecten. Selectie van ‘echte’ schrijfangstigen op basis van de scores op die 16 subcontructen (>20) levert overigen vrijwel dezelfde schattingen van de frekwentie van schrijfangst op als die van het extra item.

[p. 104]

Bibliografie

Cattell, R.B. & J.H. Scheier, The meaning and measurement of neuroticsm and anxiety. Roland Press Company, New York 1961

Daly, J.A. & M.D. Miller, The empirical development of an instrument te measure writing apprehension. In: Research in the Teaching of English, 9, 1975, p. 227-289

Drenth, P.J.D. & P.C.W.vam Wieringen, VAT-69 - verbale aanlegtestserie. Handleiding. Swets & Zeitlinger, Amsterdam 1969

Fiske, D.W., Measuring the concepts of personality. Aldine, Chicago 1971

Hermans, H.J.M., Prestatiemotief en faalangst in gezin en onderwijs. Swets & Zeitlinger, Amsterdam 1971

Hermans, H.J.M., Prestatiemotivatietest Handleiding. Swets & Zeitlinger, Amsterdam 1976

Hesp, M. & I. Lucassen, Een empirisch onderzoek naar schrijfangst. Doktoraalscriptie, vakgroep Taalbeheersing, Universiteit van Amsterdam, 1985

Jöreskog, K.G., A general approach te confirmatory maximum likelihood factor analysis. In: Psychometrika, 1969, p. 183-220

Kidder, L.H., Research Methods in Social Relations. Holt-Saunders, Japan 1981

Mellenbergh, C.J., H. Kelderman e.a., Lineair models for the analysis and construction of instruments in a facet-design. In: Psychological Bulletin, 76, 1979, p. 766-776

Plug, J. & E. van Schooten, Eem empirisch onderzoek naar schrijfangst bij middelbare scholieren. Doktoraalscriptie, vakgroep Taalbeheersing, Universiteit van Amsterdam, 1986

Snijders, Th. & F. Verhage, Voorlopige Handleiding bij de Groninger Intelligentie Test. Swets & Zeitlinger, Amsterdam 1961