Verdere validering van de Positive and Negative Affect Schedule (PANAS) en vergelijking van twee Nederlandstalige versies Ute Enge/en, Steven De Peuter, An Victoir, lise Van Diest en Orner Van den Bergh *

Summary

Further validation of the Positive and Negative Affect Schedule (PANAS) and comparison of two Dutch versions The first aim of this study was to evaluate the reliability and validity of one version of the PANAS that is widely used in Flanders. In a large non­clinical sample (N=3499), the PANAS showed solid psychometric properties. Sex differences appeared: men scored significantly higher on Positive Affect (PA), but significantly lower on Negative Affect (NA), in comparison with women. Six models were tested with Confirmatory Factor Analysis (CFA). The best-fitting model consisted of two correlated factors corresponding to the PA and NA scales and permitted correlated error. Consequently the hypothesis of complete independence between PA and NA must be rejected. In a second part, we compared our version with a Dutch version (Peeters, Ponds eiJ Vermeeren, 1996). Both translations differed regarding nine items. Our analysis confirmed the psychometric properties of the latter version, and CFA indicated the same model as best-fitting model. Inspection on the item level revealed no considerable differences between the two versions.

Inleiding

In studies rond affectieve structuur komen stelselmatig twee dimensies naar voren. Zo kan elke emotie worden gesitueerd ten opzichte van een valentie- en een arousaldimensie (Russel, 1979). De valentiedimen­sie verwijst naar de aangenaamheid van een affectieve ervaring, terwijl de arousaldimensie refereert aan de gepercipieerde activatie die gepaard gaat met de affectieve ervaring (Feldman, 1995). Men kan deze dimen­sies voorstellen als twee assen in de affectieve ruimte. De assen kun­nen evenwel 45° geroteerd zijn, waardoor de dimensies Positief Affect (PA) en Negatief Affect (NA) worden bekomen.

* Alle auteurs zijn werkzaarn bij de Onderzoeksgroep voor Stress, Gezondheid en Welzijn, Katholieke Universiteit Leuven, Belgie. Correspondentie-adres: Orner Van den Bergh, Onderzoeksgroep voor Stress, Gezondheid en We1zijn, Tiensestraat 102, B-3000 Leuven, Belgie. E-mail: orner.vandenbergh@psy. kulcuvcn.be

Gedrag & Gezondheid 2006-34, nr 2 89

De Positive and Negative Affect Schedule (PANAS)

Watson, Clark en Tellegen (1988) specificeren wat de concepten PA en NA inhouden. PA verwijst naar de mate waarin een persoon enthou­siast, actief en alert is. Hoge PA wordt gekenmerkt door een toestand van energie, concentratie en plezier, terwijl lage PA wordt gekarakteri­seerd door droefheid en moeheid. NA kan worden beschouwd als de mate waarin een persoon kampt met onaangename gevoelens. Hoge NA wordt gekenmerkt door aversieve gemoedstoestanden zoals kwaad­heid, verachting, walging, schuld, angst en nervositeit, terwijl lage NA wordt gekarakteriseerd door kalmte en sereniteit.

Er heerst onduidelijkheid over welke van deze twee modellen het best de affectieve ruimte beschrijft. Zevon en Tellegen (1982) en Wat­son en Tellegen (1985) beargumenteren hun voorkeur voor de PA- en NA-dimensies door te verwijzen naar het feit dat deze factoren optre­den als de simple structure-oplossing, het patroon waarbij de meeste variabelen slechts een factor reflecteren en waarbij de factoren bijgevolg het best interpreteerbaar zijn (Thompson, 2004) .

De relatie tussen PA en NA blijft tot op heden controversieel. Soms wordt gesteld dat het onafhankelijke dimensies betreft (onder anderen Warr, 1978; Watson et al., 1988; Zevon & Tellegen, 1982), doch andere onderzoekers poneren dat de factoren gecorreleerd zijn (onder anderen Feldman, 1995; Warr, Barter, & Brownbridge, 1983) of sterker nog, dat het zou gaan om een bipolaire dimensie (Russel & Carroll, 1999). Meer­dere verklaringen zijn geopperd voor deze tegenstrijdige bevindingen. Zo stellen Watson en Tellegen (1985) dat de relatie tussen de construc­ten afhankelijk is van de gekozen termen in het meetinstrument. Vol­gens Russel en Carroll (1999) varieert de correlatie tussen de schalen met het gekozen time frame, met de gekozen antwoordmogelijkheden, met meetfouten en met de geselecteerde items. Schmukle, Egloff en Burns (2002) observeerden op hun beurt een verschil tussen een trek­meting en een toestandsmeting. De keuze van de meetwijze dient dus een weloverwogen beslissing te zijn.

Teneinde PA en NA op een eenvoudige manier te meten, ontwikkel­den Watson et al. (1988) een korte vragenlijst: de Positive and Negative Affect Schedule (PANAS). Deze vragenlijst bevat 20 items: 20 adjectie­ven die verwijzen naar een bepaald gevoel of een bepaalde emotie, waarvan er 10 peilen naar PA en 10 naar NA. Respondenten dienen op een vijf-puntenschaal aan te geven in welke mate ze een bepaalde emo­tie hebben ervaren in een bepaalde tijdsspanne. Er waren zeven ver­schillende temporele instructies: (1) op dit moment, (2) vandaag, (3) ge­durende de voorbije dagen, (4) gedurende de voorbije week, (5) gedu­rende de voorbije weken, (6) gedurende het voorbije jaar, en (7) over het algemeen. De schalen bleken zeer betrouwbare en valide metingen te zijn van de onderliggende dimensies en dit voor alle time frames.

In de gezondheidspsychologie is men vaak gemteresseerd in de rol van persoonlijkheid. Een groot aantal studies focust op de status van NA, omdat individuen met een hoge NA meer moeilijkheden blijken te ervaren over tijd en situaties heen (Watson & Clark, 1984). Een be­langrijke bevinding betreft het robuuste verb and tussen NA en psycho­somatische klachten: individuen met een hoge NA rapporteren meer li­chamelijke klachten dan individuen met een lage NA, zonder dat NA gerelateerd is aan objectieve gezondheidsindicatoren (onder anderen Co­sta & McCrae, 1987; Watson & Pennebaker, 1989). Dit verband werd vele malen gerepliceerd en nu nog worden studies uitgevoerd met het

90 Gedrag & Gezondheid 2006-34, nr 2

De Positive and Negative Affect Schedule (PANAS)

oog op het verder ontrafelen van deze samenhang. De PANAS is hierbij van grate waarde: het is het meest gebruikte instrument am NA te me-ten.

De PANAS is mede daarom vertaald naar verschillende talen, onder andere naar het Ests (Alhk & Realo, 1997L het Italiaans (Terracciano, McCrae, & Costa, 2003) en het Spaans (Joiner, Sandin, Chorot, Lostao, & Marquina, 1997), en is in die tal en gevalideerd. Sinds het begin van de jaren 90 circuleert er een Nederlandse vertaling van de PANAS, die vooral in Vlaanderen werd gebruikt (verder aangeduid als de 'Vlaamse PANAS'). Een eerste doel van dit artikel is dan ook om de Vlaamse ver­sie, aan de hand van verzamelde gegevens, te valideren. In Nederland werd enige tijd later een Nederlandstahge versie van de PANAS gevali­deerd en gepubliceerd (Peeters, Ponds, & Vermeeren, 1996), en nadien veelvuldig gebruikt in onderzoek (onder anderen Boon & Peeters, 1999; Hill, Van Boxtel, Ponds, Houx, & Jolles, 2005). Beide versies verschillen echter aanzienlijk van elkaar: negen van de twintig items zijn op een andere wijze vertaald. Tevens verschillen de antwoordmogelijkheden en de volgorde van de items. Het tweede doel van dit artikel is dan ook om de versies naast elkaar te leggen en te vergelijken op verschillende niveaus.

Methode

Respondenten Tussen 1998 en 2005 werd de Vlaamse PANAS afgenomen bij 2691 eer­stejaars psychologiestudenten, waarvan 2625 studenten de vragenlijst volle dig invulden: 495 mannen, 2072 vrouwen en 58 studenten die hun geslacht niet hebben vermeld. Deze afnames gebeurden telkens in grote groepen, waarbij de studenten ook andere vragenlijsten dienden in te vullen.

Onze versie werd eveneens afgenomen bij 972 jonge werkenden (tus­sen 18 en 30 jaar oud) in de jaren 2000 en 2001. Daarvan vulden 874 personen de vragenlijst volledig in: 316 mannen en 558 vrouwen. In to­taal beschikken we dus over de data van 3499 personen: 811 mannen, 2630 vrouwen en 58 personen waarvan het geslacht onbekend is.

In 2005 hebben we de door Peeters et al. (1996) vertaalde PANAS af­genom en bij 359 eerstejaars psychologiestudenten, waarvan 357 studen­ten de vragenlijst volle dig invulden: 70 mannen, 265 vrouwen en 22 studenten die hun geslacht niet hebben vermeld.

I nstru menten De items van de Vlaamse PANAS zijn weergegeven in Tabel 1. In de vragenlijst staan ze in dezelfde volgorde als de items in de oorspronke­lijke PANAS (Watson et al., 1988). De respondenten kregen de instruc­tie om aan te geven hoe dikwijls ze zich in het gewone, dagelijkse le­yen zo voelen. Het betrof hier derhalve een trekmeting. De antwoord­mogelijkheden waren: (1) heel weinig, (2) een beetje, (3) matig, (4) veel en (5) heel veel.

De items van de Nederlandse PANAS zijn eveneens af te lezen in Ta­belL In de vragenlijst staan ze echter in een andere volgorde. Wanneer we beide versies vergelijken, blijken negen van de twintig termen op een verschillende wijze te zijn vertaald. De respondenten kregen de in-

Gedrag & Gezondheid 2006-34, nr 2 91

---- ----

De Positive and Negative Affect Schedule (PANAS)

Tabel 1 Vergeli;king van de twee vertalingen

Pa1 Na1 Pa2 Na2 Pa3 Na3 Na4 Na5 Pa4 Pa5 Na6 Pa6 Na7 Pa7 Na8 Pa8 Pa9 Na9 Pa10 Na10

PANAS items (Watson et aI., 1988)

Interested Distressed Excited Upset Strong Guilty Scared Hostile Enthousiast Proud Irritable Alert Ashamed Inspired Nervous Determined Attentive Jittery Active Afraid

Vlaamse versie

Ge"interesseerd Bedroefd Opgewekt Terneergeslagen Sterk Schuldig Angstig Vijandig Enthousiast Zelfverzekerd Vlug ge"irriteerd Alert Beschaamd Vol inspiratie Gespannen Vastberaden Aandachtig Zenuwachtig Energiek Bang

Versie van Peeters et al. (1996) (andere volgorde)

Ge"interesseerd Overstuur Uitgelaten Van streek Sterk Schuldig Angstig Vijandig Enthousiast Trots Prikkelbaar Alert Beschaamd Ge"inspireerd Nerveus Vastberaden Aandachtig Rusteloos Actief Bang

Vergelijking (= of .J)

.J

.J

.J

.J

.J

.J

.J

.J

.J

structie aan te geven in welke mate ze zich in het gewone, dagelijkse lev en zo voelen. De antwoordmogelijkheden waren: (1) nauwelijks of helemaal niet, (2) een beetje, (3) gemiddeld, (4) nogal en (5) in sterke mate.

Naast de PANAS werd bij een groot aantal respondenten ook de Ne­derlandse vertaling van de State-Trait Anxiety Inventory, Trait version (STAI-T) afgenomen: de Zelf-Beoordelings Vragenlijst (ZBVi Van der Ploeg, Defares, &. Spielberger, 1980), een instrument dat trekangst be­oogt te meten. De vragenlijst bevat 20 korte uitspraken waarbij de res­pondent op een vierpuntenschaal dient aan te geven in welke mate hij/ zij zich over het algemeen zo voelt.

Data-analyse

Om de door ons vertaalde versie te evalueren, werden enkele descrip­tieve statistieken bekeken en werden groepsverschillen getest. Verder gingen we de betrouwbaarheid van beide schalen na aan de hand van de interne-consistentie-methode en berekenden we de correlatie tussen de PA- en de NA-schaal.

Vervolgens maakten we gebruik van exploratorische factoranalyse (EFA). Het aantal factoren werd bepaald op basis van drie criteria (Joiner et al., 1997). Ten eerste dienden de eigenwaarden van de factoren groter te zijn dan een. Ten tweede werd de screeplot bekeken en bepaalden we het aantal factoren dat zich voor de knik bevindt. Tot slot baseer­den we ons op de interpreteerbaarheid van de factoren.

Met behulp van confirmatorische factoranalyse (CFA) werd getest welk van de a priori gespecificeerde modellen de beste fit vertoonde met de data. Verschillende estimatieprocedures zijn beschikbaar voor

92 Gedrag & Gezondheid 2006-34, nr 2

De Positive and Negative Affect Schedule (PANAS)

CFA. De meest gebruikte methode is de Maximum Likelihood-me-thode. Deze methode is echter gebaseerd op de assumptie van multiva-riate normaliteit (Kline, 1998), een voorwaarde die vaak niet opgaat voor PANAS-items (onder anderen Lonigan, Hooe, David, & Kistner, 1999; Terracciano et al., 2003). Er bestaan procedures waarbij normali-teit niet vereist is, zoals de Asymptotic Distribution Free (ADF)-me-thode en de Ordinary Least Squares (OLS)-methode (Thompson, 2004).

Er zijn erg veel indices voorhanden om de fit van een model na te gaan. Een frequent gebruikte index is de x2-statistiek. Een niet-signifi­cante X2 wijst op een goede fit. Een belangrijk probleem bij deze statis­tiek als fit-index is echter dat X2 gevoelig is voor de grootte van de steekproef. Een grote steekproef zorgt ervoor dat zowat elke X2 signifi­cant is. Om deze gevoeligheid te reduceren, wordt de bekomen waarde vaak gedeeld door het aantal vrijheidsgraden. Hoewel er geen algemeen aanvaarde grenswaarde bestaat, wordt door2aans aangenomen dat een goede fit wordt gerepresenteerd door een X jdf die kleiner is dan drie (Kline, 1998). Andere fit-indices, waarvan de waarden minder gevoelig zijn voor de grootte van de proefgroep, zijn de Goodness of Fit Index (GFI) en de Adjusted Goodness of Fit Index (AGFI). Deze indices kun­nen waarden aannemen tussen 0 (slechte fit) en 1 (perfecte fit). Om van een goede fit te kunnen spreken, dienen deze indices een waarde aan te nemen van .90 of meer (Kline, 1998). Ook drie andere indices, de Nor­med Fit Index (NFl), de Comparative Fit Index (CFI) en de Non-Nor­med Fit Index (NNFI), wijzen op een goede fit indien de waarde .90 of meer bedraagt. Voor de Standardized Root Mean Squared Residual (SRMR) geldt het omgekeerde: hoe kleiner de waarde, des te beter de fit. Kline (1998) stelt dat een waarde die kleiner is dan .10 duidt op een goed fit. Een laatste index waarvan we gebruik maakten is de Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA). Volgens Thompson (2004) moet deze index een waarde aannemen van .06 of minder opdat men van een goede fit kan spreken. Ais een model aan meerdere crite­ria voldoet, is de evidentie voor een goede fit uiteraard grater.

We hebben zes mogelijke modellen met elkaar vergeleken. Ten eerste toetsten we een model met een factor (Model 1a). Het testen van dit model is gebruikelijk in CFA, daar dit het meest spaarzame model is. Bovendien reflecteert het, wanneer toegepast op de PANAS, de intui­tieve hypothese dat de items de tegengestelde uiteinden van een di­mensie zouden meten (Crawford & Henry, 2004), een hypothese die overeenstemt met de theorie van Russel en Carroll (1999). Het tweede model dat werd getoetst, ontleenden we aan Crawford en Henry (2004). Het betrof opnieuw een model met een factor, maar hierbij werden ge­correleerde fouten toegelaten (Model 1b). De oorspronkelijke PANAS­items zijn geselecteerd uit de Mood Checklist van Zevon en Tellegen (1982), waarin items op basis van inhoud gegroepeerd zijn in verschil­lende categorieen. Het werd in dit tweede model toegestaan dat items, die uit dezelfde categorie afkomstig zijn, covarieerden. Het gaat hier om volgende groeperingen:

Voor PA - 'aandachtig', 'gemteresseerd' en 'alert' - 'enthousiast', 'opgewekt' en 'vol inspiratie' - 'zelfverzekerd' en 'vastberaden' - 'sterk' en 'energielz'

Voor NA

Gedrag & Gezondheid 2006-34, nr 2 93

De Positive and Negative Affect Schedule (PANAS)

- 'bedroefd' en 'terneergeslagen' - 'vijandig' en 'vlug geirriteerd' - 'angstig' en 'bang' - 'beschaamd' en'schuldig' - 'zenuwachtig' en 'gespannen' Het derde model, Model 2a, is een model met twee orthogonale facto- ~ ren en representeert derhalve de hypothese dat PA en NA onafhankelijk ~ zijn. In Model 2b daarentegen, gaat het om twee oblieke factoren. Vol-gens dat model zijn PA en NA gecorreleerde dimensies. Het vijfde en I zesde model, Model 2c en 2d, zijn identiek aan 2a en 2b, behalve dat ook hier gecorreleerde fouten worden toegelaten.

Verder gingen we de correlaties na tussen de PANAS-schalen en de scores op de trekversie van de ZBV. De STAI-T meet niet louter angst, maar bevat ook items die aan depressie en NA in het algemeen refere­ren (Bieling, Antony, & Swinson, 1998). We verwachtten dus een posi­tieve correlatie tussen de NA-schaal en de ZBV en een negatieve corre­latie tussen de PA-schaal en de ZBV.

Teneinde onze versie en de N ederlandse versie te vergelijken, werden alle analyses die reeds zijn vermeld, tevens uitgevoerd op de data die we verzamelden door gebruik te maken van de versie van Peeters et al. (1996). Bijkomend toetsten we het verschil tussen de twee gevonden correlaties tussen PA en NA en bestudeerden we nauwkeurig de plots gebaseerd op de factorladingen.

Resultaten

Descriptieve statistieken, t-toetsen en betrouwbaarheid Tabel 2 toont de gemiddelden en standaarddeviaties van de PA- en NA­schalen voor de hele proefgroep (N=3499), de mannen (n=811), de vrou­wen (n=2630), de studenten (n=2625) en de werkenden (n=874) .

Aan de hand van t-toetsen gingen we na of er een significant verschil optrad tussen enerzijds mannen en vrouwen en anderzijds student en en werkenden. Mannen bleken significant lager te scoren op NA (t=-9.25, p<.OOl) en significant hoger op PA (t=3.18, p<.005) dan vrouwen. Stu­dent en scoorden significant hoger op NA (t=23.93, p<.OOl) en signifi­cant lager op PA (t=-7.40, p<.OOl) dan werkenden.

De betrouwbaarheid van beide schalen bleek goed. Voor de NA­schaal was de alia .85, wat duidt op een goede interne consistentie. Deze alia is bovendien vergelijkbaar met de corresponderende alia die Watson et al. (1988) bekwamen. De alia voor de PA-schaal was iets la­ger (.79). De geobserveerde correlatie tussen beide schalen tenslotte, be­droeg -.26 (p<.OOl).

Tabel2 Oescriptieve statistieken

Schaal Totaal Mannen Vrouwen Studenten Werkenden

M SO M SO M SO M SO M SO

NA 22.5 6.5 20.8 6.1 23.1 6.6 23,8 6.4 18,6 5,3 PA 34,1 5,1 34,6 5,6 33.9 4,9 33,7 5.0 35,2 5,3

94 Gedrag & Gezondheid 2006-34, nr 2

J !

ii [

De Positive and Negative Affect Schedule (PANAS)

Tabel 3 Fadorladingen (ladingen boven .40 staan schuin gedrukt)

Item

PA 1 (ge'lnteresseerd) NA 1 (bedroefd) PA2 (opgewekt) NA2 (terneergeslagen) PA3 (sterk) NA3 (schuldig) NA4 (angstig) NA5 (vijandig) PA4 (enthousiast) PA5 (zelfverzekerd) NA6 (vlug ge'lrriteerd) PA6 (alert) NA7 (beschaamd) PA7 (vol inspiratie) NA8 (gespannen) PA8 (vastberaden) PA9 (aandachtig) NA9 (zenuwachtig) PA10 (energiek) NA10 (bang)

Exploratorische faetoranalyse

NA

0.08 0.69

-0.05 0.68

-0.25 0.63 0.76 0.44

-0.04 -0.37 0.48 0.05 0.65

-0.03 0.64

-0.13 -0.01 0.68

-0.11 0.78

PA

0.55 -0.17 0.56

-0.20 0.57 0.01

-0.08 0.03 0.70 0.56

-0 .01 0.50

-0.10 0.57

-0.04 0.64 0.53

-0.01 0.66

-0.09

Principale Componentenanalyse (PCA) leverde twee factoren op, die corresponderen met NA en PA. De factorladingen van de PANAS­items, na varimax rota tie, worden gepresenteerd in Tabel 3. Alle items laadden hoog op de naar inhoud corresponderende factor (>.40) en rela­tief laag op de andere factor «.30, behalve PAS). De eerste factor, NA, verldaarde 22.5% van de variantie. De tweede factor, PA, verklaarde 17.7% van de varian tie (totaal verklaarde variantie 40.2%).

Wanneer we de analyse uitvoerden voor mannen en vrouwen apart, kwam een verschil tot uiting. Bij de mann en kwamen opnieuw twee factoren naar voren, die NA en PA representeren. De eerste factor, NA, verklaarde 20.2% van de variantie. De tweede factor, PA, verklaarde eveneens 20.2% van de varian tie. Bij de vrouwen bekwamen we echter drie factoren. De eerste factor, die 22.7% van de variantie verldaarde, stemt overeen met NA, hoewel twee NA-items (NAS en NA6) omwille van de factorladingen niet aan de factor konden worden toegekend. De tweede factor, die 13.5% van de variantie verklaarde, bevatte volgende items: PA2 (opgewekt), PA4 (enthousiast) en PAlO (energiek). We be­schouwen deze factor als het emotionele aspect van PA. De derde fac­tor tens lotte verklaarde 9.4% van de variantie en bevatte twee items: PA6 (alert) en PA7 (aandachtig). Deze factor representeert het cogni­tieve aspect van PA.

Confirmatorische faetoranalyse In onze dataset bleek geen enkele variabele normaal verdeeld te zijn. Zowel voor alle oorspronkelijke variabelen als voor alle overeenkom­stige z-scores bleken Kolmogorov-Smirnov d, Lilliefors X2 en Shapiro­Wilk W significante waarden aan te nemen. Zoals vermeld in de Me­thode-sectie is het dan aangewezen gebruik te maken van de ADF- en de OLS-methode.

Gedrag & Gezondheid 2006-34, nr 2 95

De Positive and Negative Affect Schedule (PANAS)

Tabel 4 Fit-indices

ADF-methode

Model X2 df x21df RMSEA SRMR GFI AGFI

1a 3165.19 170 18.62 .07 .15 .81 .76 1b 1871.93 157 11 .92 .06 .13 .89 .85 2a 2768.13 170 16.28 .07 .14 .83 .79 2b 2652.48 169 15.70 .07 .10 .84 .80 2c 1721.63 157 10.97 .05 .13 .90 .86 2d 1511 .64 156 9.69 .05 .08 .91 .88

OLS-methode

Model SRMR GFI AGFI NFl NNFI CFI

1a .12 .90 .88 .82 .80 .82 1b .10 .93 .91 .87 .85 .88 2a .10 .90 .88 .83 .81 .83 2b .07 .96 .95 .93 .93 .94 2c .09 .92 .89 .85 .82 .85 2d .06 .98 .97 .96 .95 .96

De fit-indices die de ADF-methode opleverde, worden weergegeven in Tabel 4. Het model met een factor, Model la, vertoont een slechte fit. x2 en x2jdf zijn groot. RMSEA en SRMR zijn grater dan de voorop­gestelde cutoff-waarde, GFI en AGFI zijn kleiner. Door het toelaten van gecorreleerde fouten (Model lb) verbetert de fit weliswaar, maar niet voldoende. Modellen 2a en 2b, modellen met twee orthogonale respec­tievelijk twee oblieke factoren, vertonen een minder goede fit dan Model lb . Door het toelaten van gecorreleerde fouten echter (Modellen 2c en 2d) verbetert de fit aanzienlijIc X2

, x2jdf, RMSEA en SRMR da­len, GFI en AGFI stijgen. Model 2d verschaft voor elke index de beste waarde.

Omdat het hier geneste modellen betreft, kunnen we ze daarenboven aan de hand van een X2 difference test met elkaar vergelijken. Bij deze test wordt het verschil tussen de x2-waarden afkomstig van twee mo­dellen berekend. Het aantal vrijheidsgraden wordt gelijkgesteld aan het verschil van de vrijheidsgraden behorende tot de modellen. Een niet-sig­nificante waarde van de X2 difference statistiek toont aan dat beide mo­dellen overeenstemmen qua fit, terwijl een significante waarde wijst op een verschil (Kline, 1998). In Tabel 5 wordt telkens een model met meer restricties vergeleken met een model met minder restricties. Mo­dellen die gecorreleerde fouten toelaten blijken een significant betere fit te vertonen dan hun tegenhanger met meer restricties. Bovendien vertonen modellen met gecorreleerde factoren (2b en 2d) een significant betere fit dan modellen met orthogonale factoren (2a en 2c). Model 2d blijkt derhalve het best fittende model met twee factoren. Wanneer we dan tenslotte Model 2d vergelijken met Model lb, kunnen we besluiten dat het niet aangewezen is de PANAS te beschouwen als een instru­ment dat een dimensie meet. Het model met twee oblieke factoren, waarbij gecorreleerde fouten toegestaan zijn, weerspiegelt de data het best.

Fit-indices afkomstig van de tweede estimatieprocedure, de OLS-me­thode, worden eveneens in Tabel 4 getoond. Oak hier biedt Model 2d

96 Gedrag & Gezondheid 2006-34, nr 2

I

l

De Positive and Negative Affect Schedule (PANAS)

Tabel 5 Verschillen in x.2

Model met meer restricties Model met minder restricties df

Model1a Model2a Model2b Model2a Model2c Model1b

* : p< .0005

Model1b Model2c Model2d Model2b Model2d Model2d

13 13 13

1 1 1

1293.26* 1046.50* 1140.84*

115.65* 209.99* 360.29*

de beste fit. Bij dit model is de waarde op SRMR het laagst. De waar­den op de andere fit-indices zijn hier het hoogst en bevinden zich aile boven de vooropgestelde cutoff-waarden.

Wanneer we de proefgroep at random opsplitsten in twee groepen, kwam in beide subgroepen Model 2d naar voren als best passend mo­del. Deze resultaten zijn in overeenstemming met de resultaten van Crawford en Henry (2004).

Correlatie met trekversie van ZBV Van 1832 respondenten beschikten we, naast gegevens over de PANAS, eveneens over data betreffende de trekversie van de ZBV. De correIa tie tussen NA en de ZBV bleek .71 te bedragen (p < .05). De correlatie tus­sen PA en de ZBV bedroeg -.52 (p<.05). Deze bevinding ligt in de lijn van de verwachtingen en biedt zowel evidentie voor convergentie inza­ke de NA-schaal als voor divergentie inzake de PA-schaal.

Vergelijking van twee versies Wanneer we de Nederlandse PANAS afnamen, bleek de gemiddelde PA­score 32.8 te zijn, met een standaarddeviatie van 5.3. De gemiddelde NA-score bedroeg 23.6, met een standaarddeviatie van 7.1. De PA-sco­res blijken gemiddeld lager te liggen in vergelijking met de Vlaamse versie, de NA-scores hoger. We dienen hier echter voorzichtig te zijn met conclusies, daar beide versies door andere respondenten zijn inge­vuld.

Ook in de Nederlandse versie komen geslachtsverschillen naar voren. Op NA behalen vrouwen een significant hogere score dan mannen (t=2.39, p<.05). Op PA scoren vrouwen echter significant lager dan mann en (t=-2.71, p<.Ol). Dit patroon is equivalent aan het patroon dat zich voordoet bij onze versie.

Cronbach's aHa voor NA bedroeg .87. De NA-schaal vertoonde dus een hog ere interne consistentie dan de schaal in onze versie (.87>.85). De alia voor de PA-schaal bleek hier echter lager te zijn (.77<.79). Bet gaat hier weliswaar om kleine verschillen.

De geobserveerde correlatie tussen beide schalen bedroeg in de Ne­derlandse versie -.14. De samenhang is minder negatief in vergelijking met deze in onze versie (r=-.26) (p< .05). Maar ' ook hier is de correlatie significant (p < .05).

EFA leverde twee factoren op, die corresponderen met NA en PA. Aile items laadden hoog op de naar inhoud corresponderende factor (> .40) en relatief laag op de andere factor «.30). De eerste factor, NA, verklaarde 23.9% van de variantie. De tweede factor, PA, verldaarde

Gedrag & Gezondheid 2006-34, nr 2 97

De Positive and Negative Affect Schedule (PANAS)

17.0% van de variantie. Samen verldaarden ze bijgevolg 40.9% van de variantie, een percentage dat quasi gelijk is aan het percentage bij onze versie.

Teneinde de versies item per item te vergelijken, stellen we de factor­ladingen voor in twee grafieken (zie Figuur 1). Beide Nederlandstalige versies van de PANAS blijken aan het opzet van Watson et al. (1988) te voldoen. De ontwikkelaars van de oorspronkelijke PANAS wilden items selecteren die zuivere metingen zijn van hetzij PA, hetzij NA. Ze waren met andere woorden op zoek naar items die substantieel laden op een factor, maar die quasi nul laden op de andere factor. In beide grafieken clusteren de PA-items duidelijk samen rond de PA-as: ze la­den hoog op PA (>.40) en laag op NA (de meeste tussen -.20 en .20). De NA-items clusteren op hun beurt samen rond de NA-as: ze laden hoog op NA (>.40) en laag op PA (tussen -.20 en .10).

Wanneer we de assen 45° zouden roteren en dus de valentie- en arou­saldimensie bekomen, is de spreiding op de valentiedimensie iets ldei­ner bij de Nederlandse versie, zowel wat het geheel van PA- als van NA-items betreft. De spreiding in arousal is voor het geheel van PA­items gelijk in beide versies, terwijl de NA-items een ldeinere spreiding vertonen in de Vlaamse versie.

Bij het nader bekijken van de items die verschillen in beide versies, kan enige varia tie in de factorladingen worden opgemerkt, maar deze is beperkt. PA2 (opgewekt/uitgelaten) en PAlO (energiek/actief) bevinden zich in beide grafieken nagenoeg op dezelfde plaats. PAS (zelfverzekerd) laadt in de Vlaamse versie negatiever op NA, positiever op de valentie­dimensie en lager op de arousaldimensie in vergelijking met PAS (trots) in de Nederlandse versie. PA7 (vol inspiratie) laadt in de Vlaamse versie negatief op NA, terwijl PA7 (gelnspireerd) in de Nederlandse versie po­sitief laadt op NA. Zodoende laadt het item in de Nederlandse versie ook hoger op de arousaldimensie, maar minder positief op de valentie­dimensie in vergelijking met het item in de Vlaamse versie.

NA1 (bedroefd) en NA2 (terneergeslagen) laden in de Vlaamse versie negatiever op PA, lager op de arousaldimensie en iets negatiever op de valentiedimensie dan NA1 (overstuur) en NA2 (van streek) in de Neder­landse versie. Ook voor NA6 (vlug gelrriteerd/prikkelbaar), NA8 (ge­spannen/nerveus) en NA9 (zenuwachtig/rusteloos) verschillen de factor­ladingen enigszins in beide versies, maar het gaat hier tel kens om ldei­ne verschillen.

CFA op de Nederlandse versie, met behulp van de ADF-methode en de OLS-methode, duidde eveneens het model met twee oblieke facto­ren, waarbij gecorreleerde fouten toegelaten zijn, aan als best passend model. Aile fit-indices namen de beste waarde aan bij dit model.

Voor 327 respondenten konden correlaties worden berekend tussen de PANAS-schalen en de trekversie van de ZBV. De correlatie tussen NA en de ZBV bedroeg .74 (p<.Os), deze tussen PA en de ZBV -.33 (p<.Os). Ook met betrekking tot deze versie vinden we dus evidentie voor convergentie inzake de NA-schaal en voor divergentie inzake de PA-schaal.

Discussie

Aan de hand van analyses op de data afkomstig van een zeer grote niet-

98 Gedrag & Gezondheid 2006-34, nr 2

Figuur 1 Plot van fadorladingen (na varimax rotatie) voor beide versies Plot van fador/adingen na varimax rotatie. Bovenste paneel: Vlaamse versie. Onderste paneel: Nederlandse versie.

Gedrag & Gezondheid 2006-34, nr 2 99

De Positive and Negative Affect Schedule (PANAS)

klinische groep, hebben we aangetoond dat de Vlaamse versie van de PANAS een betrouwbare en valide meting biedt van zelfgerapporteerde stemming. De vertaalde vragenlijst blijkt voldoende psychometrische kwaliteiten te bezitten. De PA- en NA-schalen beschikken over een goede interne consistentie. De gemiddelden liggen in de lijn van de waarden gerapporteerd door Watson et al. (1988L hoewel de gemiddelde score op NA hoger ligt in onze proefgroep. Vermoedelijk kunnen we dit verschil toeschrijven aan het groot aantal deelnemende vrouwen. Vrou­wen blijken in onze studie immers significant hoger te scoren op NA in vergelijking met mannen. Ook betreffende PA doet zich een signifi­cant geslachtsverschil voor, zij het in de andere richting. Geslachtsver­schillen traden niet op in de studie van Watson et al. (1988L maar sindsdien zijn er meerdere onderzoeken gepubliceerd waarin zich wei significante verschillen manifesteerden tussen mannen en vrouwen (Crawford & Henry, 2004 j Lanigan et al., 1999 j Peeters et al., 1996 j Ter­racciano et al., 2003). Molloy, Pallant en Kantas (2001) vanden ge­slachtsverschillen bij adolescent en, maar niet bij volwassenen.

Er deden zich daarnaast significante verschillen voor tussen de scores van studenten en de scores van werkenden. Deze bevinding zou in de richting kunnen wijzen van een effect van leeftijd. We dienen hier ech­ter op te merken dat de leeftijden in beide groepen niet sterk van elkaar verschilden. Alternatieve verklaringen zijn dus mogelijk.

De correlatie tussen PA en NA is niet erg hoog te noemen, maar ze is niettemin relevant. Wanneer we deze bevinding combineren met het resultaat van CFA (namelijk dat het model met twee oblieke factoren, waarbij gecorreleerde fouten worden toegelaten, de beste fit biedt), kun­nen we concluderen dat de gegevens die we verzamelden, evidentie bie­den voor een negatieve correlatie tussen PA en NA. De hypothese van gehele onafhankelijkheid dient derhalve te worden verworpen. Dit be­sluit stemt overeen met wat Crawford en Henry (2004) vanden in hun onderzoek. Ons resultaat spreekt echter de bevindingen van Joiner et al. (1997L Schmukle et al. (2002), Terracciano et al. (2003) en Watson et al. (1988) tegen.

Ons tweede doel was am onze versie te vergelijken met de vertaling van Peeters et al. (1996L teneinde te bepalen welke van beide het best wordt gehanteerd in verder onderzoek. De Nederlandse versie bleek eveneens over goede psychometrische kwaliteiten te beschikken. De in­terne consistentie van de schalen was goed. De NA-schaal vertoonde een hogere interne consistentie in de Nederlandse versie, maar de alfa voor de PA-schaal was hager in de Vlaamse versie. EFA leverde de twee verwachte factoren op en we vanden oak hier een significant geslachts­verschil. De correlatie tussen PA en NA bedroeg -.14, een waarde die niet duidelijk differentieert tussen afhankelijkheid en onafhankelijkheid van de schalen. Echter, de CFA duidde een model met gecorreleerde factoren aan als best fittend model.

De grafieken met factorladingen van beide versies zijn erg gelijkaar­dig. In beide vragenlijsten blijken de items quasi zuivere meting en te zijn van PA of NA. De meeste corresponderende items bevinden zich in beide grafieken nagenoeg op hetzelfde punt. Indien men de spreiding van de items tot het minimum wenst te beperken, wat oak Watson et al. (1988) va or ogen hadden bij de ontwikkeling van de PANAS, kan men voor de Nederlandse vertaling opteren van PAS (trotsL NA1 (over­stuur) en NA2 (van streek) en voar de Vlaamse vertaling van PAl (vol

100 Gedrag & Gezondheid 2006-34, nr 2

De Positive and Negative Affect Schedule (PANAS)

inspiratie). We kunnen hier echter de vraag stellen of het weI altijd aan-gewezen is de spreiding van de items te minimaliseren. Het lijkt ons voar bepaalde doeleinden zinvol dat de items meer zouden varieren op de valentie- en arousaldimensie. Wellicht is het gebruik van de uitge-breide vorm van de PANAS (Watson & Clark, 1994) dan geschikt. Aan-gezien deze meer items bevat, die bovendien meer divers zijn, zal men aan de hand van deze vragenlijst vermoedelijk een uitgestrekter gebied van de affectieve ruimte meten. Deze vragenlijst is echter nog niet ver-taald naar het Nederlands.

We menen uit dit alles te kunnen besluiten dat de twee Nederlands­talige versies van de PANAS evenwaardig zijn. Het staat onderzoekers, die PA en NA wensen te meten, derhalve vrij een van beide versies te kiezen. We kunnen, op basis van de alia-coefficienten die we vonden, suggereren de PA-schaal te nemen uit de Vlaamse versie en de NA­schaal uit de Nederlandse versie. De verschillen tussen de alia's zijn echter zeer klein. Bovendien zou het hanteren van de alia's die Peeters et al. (1996) von den voor de Nederlandse versie, tot een andere samen­stelling leiden. Uiteraard moet naar eenvarmigheid worden gestreefd. Hiervoor zijn echter bijkomende studies nodig. Zo zou het zinvol zijn dat een team van psychologen en linguisten nagaat of er sprake is van subtiele verschillen in taalgebruik bij Vlamingen en Nederlanders of van interpretatieverschillen tussen jongere en oudere mensen.

Literatuur

Allik, J., & Realo, A. (1997). Emotio­nal experience and its relation to the five-factor model in Estonian. Journal of Personality, 65, 625-647.

Bieling, PT: Antony, M.M., & Swin­son, R.P. (1998). The State-Trait An­xiety Inventory, trait version: Struc­ture and content re-examined. Beha­viour Research and Therapy, 36, 777-788 .

Boon, M.T.G., & Peeters, F.P.M.L. (1999). Affectieve dimensies bij de­pressie en angst. Tiidscbrift voor Psychiatrie, 41, 109-113.

Costa, P.T., & McCrae, R.R. (1987). Neuroticism, somatic complaints and disease: Is the bark worse than the bite? Journal of Personality, 55, 299-316.

Crawford, J.R., & Henry, JD. (2004). The Positive and Negative Affect Schedule (PANAS): Construct vali­dity, measurement properties and normative data in a large non-clini­cal sample. British Journal of Clini­cal Psychology, 43, 245-265.

Feldman, L.A. (1995). Valence focus and arousal focus: Individual diffe­rences in the structure of affective experience. Journal of Personality and Social Psychology, 69, 153-166.

Hill, R.D., Boxtel, M.P.J. van, Ponds, R., Houx; P.J., & Jolles, J. (2005). Po­sitive aftect and its relationship to free recall memory performance in a sample of older Dutch adults from the Maastricht Aging Study. Inter­national Journal ot Geriatric Psychi­atry, 20, 429-435.

Joiner, T.E., Sandin, B., Chorat, P., Lostao, 1., & Marquina, G. (1997). Development and factor analytic va­lidation of the SPANAS among wo­men in Spain: (More) Cross-cultural convergence in the structure of mood. Journal of Personality Assess­ment, 68, 600-615.

Kline, R.B. (1998). Structural models with observed variables and path analysis: 1. Fundamentals, recursive models. In Kline, R.B. (Ed.), Princi­ples and practice of structural equa­tion modeling (pp.95-154). New York: The Guilford Press.

Lonigan, c.J., Hooe, E.S., David, c.F.l

& Kistner, J.A. (1999). Positive anCl negative affectivity in children: Confirmatory factor analysis of a two-factor model and its relation to symptoms of anxiety and depressi­on. Journal of Consulting and Clini­cal Psychology, 67,374-386.

Gedrag & Gezondheid 2006-34, nr 2 101

De Positive and Negative Affect Schedule (PANAS)

Molloy, C.N., Pallant, J.F., & Kantas, A. (2001). A psychometric compari­son of the Positive and Negative Af­fect Schedule across age and sex. Psychological Reports, 88, 861-862.

Peeters, F.P.M.L., Ponds, R.W.H.M., & Vermeere~,L, M.T.C. (1996). Affectivi­teit en zeuoeoordeling van depressie en angst. Tijdschrift voor Psychi­atrie, 38, 240-250.

Ploeg, H.M. van der, Defares, P.B.! & Spielberger

J c.D. (1980). Hanalei­

ding bij ae Zelf-Beoordelings Vra­$enlijst, ZBV. Lisse: Swets en Zeit­linger.

Russeli

T.A. (1979). Affective space is bipo ar. TournaI of Personality and Social Psychology, 37 345-356.

Russel, T.A., & Carroll, T.M. (1999) . On the bipolarity of positive and ne­gative affect . Psychological Bulletin, 125,3-30. .

Schmukle, S.c., Egloff, B., & Burns, L. R. (2002). The relationship between positive and negative affect in the Positive and Negative Affect Sche­dule. TournaI of Research in Perso­nality, 36, 463-475.

Terracciano, A., McCrae, R.R., & Co­sta, P.T. (2003). Factorial and con­struct validity of the Italian Positive and Negative Affect Schedule (PA­NAS). European TournaI of Psycho­logical Assessment, 19, 131-14l.

Thompson, B. (2004). Exploratory and conjiImatory factor analysis : un­derstanding concepts and applicati­ons. Washington: American Psycho­logical Association.

102 Gedrag & Gezondheid 2006-34, nr 2

Warr, P. (1978). A study of psychologi­cal well-being. British TournaI of Psychology, 69, 111-12l.

Warr, P., Barter, T., & Brownbridge, C. (1983). On the independence of posi­tive and negative affect. TournaI of Personality and Social Psychology, 44, 644-65l.

Watson, D., & Clark, L.A. (1984) . Ne­gative Affectivity: The disposition to experience aversive emotional states. Psychological Bulletin, 96, 465-490.

Watson, D., & Clarki L.A. (1994) . The PANAS-X: Manual for the Positive and Negative Affect Schedule - Ex­panded form. Iowa City, IA: Univer­sity of Iowa.

Watson, D., Clark, L.A., & Tellegen, A. (19881. Development and valida­tion of brief measures of positive and negative affect: The PANAS scales. TournaI of Personality and Social Psychology, 54, 1063-1070.

Watson, D., & Pennebaker, T.W. (19891. Health complaints, stress

i and distress: Exploring the centra role of negative affectivity. Psycho­logical Review, 96, 234-254.

Watson, D., & Tellegen, A. (1985). To­ward a consensual structure of mood. Psychological Bulletin, 98, 219-235.

Zevon, M.A., & Tellegen, A. (1982). The structure of mood change: An idiographic/nomothetic analysis. TournaI of Personality and Social Psychology, 43, 111-122.