InfoNu.nl > Educatie en School > Werkstuk > De mate van relationele agressie vertoond door leerlingen

De mate van relationele agressie vertoond door leerlingen

De mate van relationele agressie vertoond door leerlingen Dit artikel is een verslag voor het derdejaars vak Regressiemodellen (Statistiek 3) van de bacheloropleiding Psychologie. Hierin wordt een onderzoek besproken naar de invloeden van verschillende kind- en klasfactoren op de mate van relationele agressie vertoond door leerlingen van lagere scholen.

Inleiding

Al decennia lang wordt onderzoek gedaan naar agressie vertoond door mensen, een fenomeen dat schadelijke invloed heeft op individuen en de maatschappij. Agressie vertoond door mensen wordt meestal als volgt gedefinieerd: “Any behavior that is directed toward another individual that is carried out with the proximate (immediate) intent to cause harm” (Anderson & Bushman, 2002, p. 28). Echter, voor lange tijd was het onderzoek naar agressie voor een groot deel gericht op fysieke en verbale agressie. Sinds de laatste decennia is het onderzoek naar meer subtiele vormen van agressie, zoals anderen uitsluiten, roddels verspreiden of op iemand neerkijken, aanzienlijk toegenomen. Deze subtiele vorm van agressie, relationele agressie genoemd (Crick, 1995; Crick et al., 1996; Crick & Grotpeter, 1995), wordt globaal als volgt omschreven: Gedragingen die anderen schade berokkenen door hun relaties of hun gevoel van aanvaarding, vriendschap of erbij te horen te beschadigen of dreigen te beschadigen (Crick et al., 1999, p. 77). Recent werd een onderzoek (Relational aggression: A state of the art) opgestart naar mogelijke factoren die kunnen bijdragen aan de ontwikkeling en handhaving van relationele agressie. Hierbij wordt onderscheid gemaakt tussen een aantal verschillende kind- en klasfactoren.

Ten eerste kunnen kindfactoren invloed hebben op de mate van relationele agressie die kinderen vertonen. Een voorbeeld van een kindfactor is het geslacht. In tegenstelling tot fysieke agressie wordt relationele agressie vaak bestempeld als een vrouwelijke vorm van agressie die vooral door vrouwen wordt uitgevoerd. Echter, er zijn veel onderzoeken die hier niet in overeen komen. Sommige onderzoekers suggereren dat er hogere levels van relationele agressie bestaan voor vrouwen dan mannen (e.g., Bonica et al., 2003; Burr, Ostrov, Jansen, Cullerton-Sen, & Crick, 2005; Crick et al., 1996; Crick et al., 1997; Crick, Grotpeter, 1995; Estrem, 2005; Giles & Heyman, 2005; McNeilly-Choque et al., 1996; Nelson, Robinson, & Hart, 2005; Ostrov & Keating, 2004; Ostrov, Woods, Jansen, Casas, & Crick, 2004; Russell, Hart, Robinson, & Olsen, 2003; Sebanc, 2003). Andere onderzoeken suggereren dat mannen meer relationele agressie vertonen dan vrouwen. (Goldstein, Tisak, & Boxer, 2002; Henington et al., 1998; Juliano et al., 2007; Ligthart, Bartels, Hoekstra, Hudziak, & Boomsma, 2005; Little et al., 2003; Tomada & Schneider, 1997). Tot slot zijn er de onderzoeken welke helemaal geen verschil aantonen in relationele agressie tussen mannen en vrouwen (Marsee, Silverthorn, & Frick, 2005; Prinstein et al., 2001; Rys & Bear, 1997; Putallaz et al., 2007; Tiet, Wasserman, Loeber, McReynolds, & Miller, 2001; Xie, Farmer, & Cairns, 2003). Het geslacht van de leerlingen zou ook een aspect van de klas kunnen zijn. Klassen kunnen verschillen in hun samenstelling met betrekking tot het aantal jongens en meisjes. Indien uit het huidige onderzoek blijkt dat relationele agressie meer vertoont wordt door meisjes wordt verwacht dat een scheve verdeling in het aantal jongens en meisjes in een klas in verband staat met geslacht-specifiek gedrag (Deaux & Major; 1987). Met betrekking tot relationele agressie zou dit kunnen betekenen dat in een klas met meer meisjes dan jongens meer relationele agressie zou voorkomen in vergelijking met een klas met meer jongens dan meisjes. Hierdoor zou tevens de relationele agressienorm in klassen met meer meisjes dan jongens hoger kunnen liggen dan in klassen met meer jongens dan meisjes. Het zou zo kunnen zijn dat de invloed van het geslacht op de mate van relationele agressie vertoond door de leerlingen beïnvloed wordt door de relationele agressienorm van een klas. Men zou dan kunnen spreken van een interactie-effect. Het effect van het geslacht op de mate van relationele agressie verschilt dan tussen klassen.

Naast de kindfactor geslacht zou ook de kindfactor mate van populariteit invloed kunnen hebben op het ontstaan van deze vorm van agressie. Relationele agressie wordt gelinkt aan de mate van populariteit van de agressor beoordeeld door de klasgenoten (Lease, Kennedy, & Axelrod, 2002; Prinstein & Cilessen, 2003; Rose et al., 2004; Vaillancourt, & Hymel, 2004). Populariteit bij klasgenoten biedt immers de mogelijkheid om relaties in een peergroep te manipuleren en te beïnvloeden. Populariteit is tevens een belangrijk aspect van de dagelijkse interacties tussen klasgenoten (Adler & Adler, 1998) en dit construct wordt door veel onderzoekers gerelateerd aan het voorkomen van relationele agressie (Adler & Adler, 1998; Crick, 1996; Crick & Grotpeter, 1995; Lease, Kennedy, & Axelrod, 2002; Rubin, Bukowski, & Parker, 1998; Rys & Bear, 1997).

Aangezien leerlingen ook binnen een klas functioneren, kunnen kenmerken van een klas (de klasfactoren) ook invloed hebben op het agressieve gedrag door leerlingen. Zogenaamde ‘normtheorieën’ postuleren dat de hoeveelheid relationele agressie in een klas de relationele agressienorm bepaalt en dat die relationele agressienorm het individuele gedrag weer beïnvloedt. Zo zou individueel agressief gedrag bekrachtigd worden in een klas waarin dit gedrag al zeer sterk aanwezig is, terwijl hetzelfde gedrag ontmoedigd zou worden in een klas waarin dergelijk gedrag zelden voorkomt (Cialdini, Reno, & Kallgren, 1990). Hierdoor zal de mate van relationele agressie vertoont door de leerlingen, als een functie van de agressienorm van de klas, verschillen tussen klassen.

Het huidige onderzoek was geïnteresseerd in de invloeden van de kindfactoren (geslacht en de mate van populariteit) en de invloed van de klasfactor (de agressienorm) op de mate van relationele agressie vertoond door het kind. De eerste onderzoeksvraag was: “In hoeverre verschilt de mate van relationele agressie vertoond door kinderen tussen klassen?”. De tweede onderzoeksvraag was: “Is er een effect van de kindfactoren geslacht en de mate van populariteit op de mate van relationele agressie vertoond door kinderen?”. De derde onderzoeksvraag was: “Is er een effect van de klasfactor agressienorm op de mate van relationele agressie vertoond door kinderen?”. De vierde onderzoeksvraag was: “Verschillen de effecten van kinderfactoren geslacht en de mate van populariteit (de predictoren op microniveau) over klassen?” Tot slot was de vijfde onderzoeksvraag: “Indien gebleken is dat er verschillen zijn tussen klassen in het effect van een of beide kindfactoren (geslacht en de mate van populariteit) op de mate van relationele agressie, is dit verschil een functie van de relationele agressienorm van een klas?”

Met betrekking tot de eerste drie onderzoeksvragen zijn aan de hand van bovenstaande onderzoeken de volgende hypothesen geformuleerd: “Verwacht wordt dat er verschillen bestaan tussen klassen in de mate van relationele agressie vertoond door de kinderen”, “Verwacht wordt dat meisjes een hogere mate van relationele agressie vertonen dan jongens”, “Verwacht wordt dat er een significant positief verband bestaat tussen de mate van populariteit van kinderen en de mate van relationele agressie vertoond door kinderen” en tot slot: “Verwacht wordt dat er een significant positief verband bestaat tussen de agressienorm in een klas en de mate van relationele agressie vertoond door kinderen”. Met betrekking tot de verschillen tussen klassen met betrekking tot de invloed van het geslacht van het kind op de mate van relationele agressie vertoond door het kind is aan de hand van bovenstaande onderzoeken de volgende hypothese opgesteld: “Verwacht wordt dat de invloed van de kindfactor geslacht op de mate van relationele agressie verschilt tussen de klassen”. Met betrekking tot de verschillen tussen klassen met betrekking tot de invloed van de mate van populariteit zijn geen eerder onderzoeken gevonden. De hypothese hierbij was: “Verwacht wordt dat de invloed van de kindfactor mate van populariteit op de mate van relationele agressie niet verschilt tussen de klassen”. Met betrekking tot de interactie-effecten van de kind- en klasfactoren is tevens geen eerder onderzoek te vinden. De hypothese voor de vijfde onderzoeksvraag was: “Verwacht wordt dat de verschillen tussen klassen in het effect van een of beide kindfactoren (geslacht en de mate van populariteit) op de mate van relationele agressie een functie van de relationele agressienorm van een klas is”.

Methoden

De steekproef bestond 67 aselect getrokken lagere scholen met in totaal 1244 leerlingen uit groep 6. Er werd door middel van vragenlijsten informatie verzameld over: Relationele agressie (Via een sociometrische procedure werd aan leerlingen gevraagd om voor hun klasgenoten aan te geven in welke mate ze relationeel agressief gedrag vertonen. Voor elke leerling wordt vervolgens een gemiddelde score berekend; hoge scores duiden op hoge mate van relationele agressie gesteld door de leerling); Populariteit (hoge score betekent leerling geniet hoge mate van populariteit binnen de klas); Geslacht (0 = mannelijk; 1 = vrouwelijk) en Relationele agressienorm (via een leerkrachtvragenlijst werd de mate waarin relationele agressie wordt gebruikt binnen de klas in kaart gebracht. Hoge score betekent dat relationele agressie zeer vaak wordt gebruik binnen de klas). De mate van relationele agressie vertoond door kinderen is in het huidige onderzoek de (afhankelijke) responsvariabele. In SPSS werd deze variabele aangegeven met de term ‘ra’ en het label ‘relational aggression’. Het geslacht en de mate van populariteit van het kind zijn predictoren op kindniveau (micronvieau). In SPSS werden deze variabelen aangegeven met de termen ‘sex’ en ‘pop’ en de labels ‘pupil sex’ en ‘pupil popularity’. De relationele agressienorm van een klas was een predictor op klasniveau (macroniveau). In SPSS werd deze variabele aangegeven met de term ‘ranorm’ en het label ‘classroom relational aggression norm’. Omdat de data een hiërarchische structuur hebben werd gebruik gemaakt van multilevel analyse om de onderzoeksvragen te beantwoorden. Het hoogste niveau waren de klassen. Het laagste niveau waren de kinderen.

Allereerst is bekeken of de data van het huidige onderzoek voldoen aan de assumpties lineariteit, normaliteit en homoscedasticiteit voor een hiërarchische regressie analyse. Om de residuen voor het laatste en beste model te bewaren in SPSS zijn de volgende stappen in het scherm ‘Linear mixed Models’ uitgevoerd: ‘Save’ > ‘predicted values’ en ‘residuals’ aanvinken > Continue > OK. De residuen en voorspelde scores zijn nu aan het databestand toegevoegd. Vervolgens hebben we deze gestandaardiseerd: Analyze > Descripteve statistics > Descriptives > Variable(s): PRED_1 en RESID_1 > ‘save standardized values as variabels’ aanvinken > OK. Vervolgens zijn de histogram en QQ-plot opgevraagd voor de gestandaardiseerde residuen: Graphs > Legacy Dialogs > Histogram > Variable: ZRESID_1 > ‘Display normal curve’ aanvinken > OK. En: Graphs > Descriptive statistics > QQ plots > Variables: ZRESID_1 > OK. Tot slot hebben we de gestandaardiseerde residuen geplot tegen de gestandaardiseerde voorspelde waarden: Menu: Graphs > Legacy Dialogs > Scatter/dot > Simple Scatter > Y Axis: ZRESID_1 > X Axis: ZPRED_1 > OK. Uit deze analyses is gebleken dat geen van de assumpties geschonden zijn.

De eerste onderzoeksvraag

Met betrekking tot de eerste onderzoeksvraag (“In hoeverre verschilt de mate van relationele agressie vertoond door kinderen tussen klassen?”) is een Linear Mixed Models procedure gebruikt. Een leeg model met één niveau werd hierbij vergeleken met een leeg model met twee niveaus. Voor het lege één-niveau model zijn de volgende stappen in SPSS uitgevoerd: Analyze > Mixed models > Lineair > Subject: class > Continue > Dependent: ‘ra’ > Random > ‘Include intecept’ uitvinken > Combinations: ‘class’ > Continue > Estimation > ‘Maximum Likelihood (ML)’ aanvinken > Continue > Statistics > ‘Parameter estimates’ en ‘tests for covariance parameters’ aanvinken > Continue > OK. Vervolgens is de -2 Log Likelihood van het lege één-niveau model genoteerd. Daarna is er een tweede analyse uitgevoerd met betrekking tot het lege twee-niveau model. In SPSS zijn dezelfde stappen als voor het lege één-niveau model uitgevoerd. Echter, bij de optie ‘Random’ moet de optie ‘include intercept’ aangevinkt worden. Vervolgens is de -2 Log Likelihood van het lege twee-niveau model genoteerd. Om het lege één-niveau model met het lege twee-niveau model te vergelijken is de -2 Log Likelihood van het lege één-niveau model vergeleken met die van het lege twee-niveau model (een deviantie-toets). Tot slot zijn ook de Wald-toets en de intra-groep correlatie berekend. De intra-groep correlatie is aan de hand van de volgende formule berekend: ρ = σ2u0 / (σ2u0 + σ2e).

De tweede onderzoeksvraag

Om de tweede onderzoeksvraag (“Is er een effect van de kindfactoren geslacht en de mate van populariteit op de mate van relationele agressie vertoond door kinderen?”) te kunnen beantwoorden wordt geprobeerd om de verschillen in de afhankelijke variabele te verklaren door de kindfactoren aan het lege twee-niveau model toe te voegen. Dit zijn de twee kindfactoren geslacht (‘sex’) en de mate van populariteit (‘pop’). Om de continue variabele ‘pop’ betekenisvol te maken werd deze variabele eerst aan de hand van het algemeen gemiddelde gecentreerd. De volgende stappen zijn hiervoor in SPSS uitgevoerd: Analyze > Descriptive Statistics > Descriptives > Variable(s): ‘pop’ > Options > ‘Mean’ aanvinken > Continue > OK. Het gemiddelde van de variabele ‘pop’ (M = 5.21) werd genoteerd. Vervolgens werden de volgende stappen in SPSS uitgevoerd: Transform > Compute Variable > Target Variable: ‘cPop’ > Numeric Expression: pop-5.21 > OK. De nieuwe gecentreerde variabele kreeg de naam ‘cPop’ (c voor ‘centered’). Voor het eerste twee-niveau model met de kindfactoren ‘sex’ en ‘cPop’ zijn vervolgens de volgende stappen in SPSS uitgevoerd: Analyze > Mixed Models > Linear > Subjects: ‘class’ > Continue > Dependent Variable: ‘Ra’ > Covariates: ‘sex’ en ‘cPop’ > Fixed > Model: ‘sex’ en ‘cPop’ > Continue > Random > ‘Include intercept’ aanvinken > Combinations: ‘class’ > Continue > Estimation > ‘Maximum Likelihood’ aanvinken > Continue > Statistics > ‘Parameter estimates’ en ‘tests for covariance parameters’ aanvinken > Continue > OK. Vervolgens is de -2 Log Likelihood van dit twee-niveau model met de kindfactoren genoteerd. Om dit twee-niveau model met het lege twee-niveau model te vergelijken is de -2 Log Likelihood van het lege twee-niveau model vergeleken met die van het twee-niveau model met de kindfactoren(een deviantie-toets). Tot slot zijn de R^2 1 en R^2 2 berekend.

De derde onderzoeksvraag

Met betrekking tot de derde onderzoeksvraag (“Is er een effect van de klasfactor agressienorm op de mate van relationele agressie vertoond door kinderen”) te kunnen beantwoorden wordt geprobeerd om te verschillen in de afhankelijke variabele te verklaren door de klasfactor aan het twee-niveau model met de kindpredictoren geslacht (‘sex’) en mate van populariteit (‘cPop’) toe te voegen. In de analyse wordt deze klasfactor aangeven met de term ‘ranorm’ en het label ‘classroom relational aggression norm’. Om de continue variabele ‘ranorm’ betekenis te geven werd deze variabele eerst aan de hand van het algemeen gemiddelde gecentreerd. De volgende stappen zijn hiervoor in SPSS uitgevoerd: Analyze > Descriptive Statistics > Descriptives > Variable(s): ‘ranorm’ > Options > ‘Mean’ aanvinken > Continue > OK. Het gemiddelde van de variabele ‘ranorm’ (M = 13.86) werd genoteerd. Vervolgens werden de volgende stappen in SPSS uitgevoerd: Transform > Compute Variabel > Target Variable: ‘ranrom’ > Numeric Expression: ranorm-13.86 > OK. De nieuwe gecentreerde variabele kreeg de naam ‘cRanorm’ (c voor ‘centered’). Voor dit twee-niveau model zijn vervolgens dezelfde stappen in SPSS uitgevoerd als de stappen voor het eerste twee-niveau model met de kindfactoren ‘sex’ en ‘cPop’. Echter, na de stap ‘Fixed’ werd bij ‘Model’ nu ‘cRanorm’ aan het voorgaande model toegevoegd waardoor dit twee-niveau model uit de volgende drie factoren bestond: ‘sex’, ‘cPop’ en ‘cRanorm’. Vervolgens is de -2 Log Likelihood van dit twee-niveau model genoteerd. Om dit twee-niveau model met het voorgaande twee-niveau model (met alleen de kindfactoren) te vergelijken is de -2 Log Likelihood van het eerste twee-niveau model vergeleken met die van het tweede twee-niveau model (een deviantie-toets). Tot slot is de R22 berekend.

De vierde onderzoeksvraag

Een volgende stap in multi-niveau analyses is om te toetsen of effecten van predictoren op het microniveau verschillen over klassen. Dit wordt gedaan om de vierde onderzoeksvraag (“Verschillen de effecten van kindfactoren geslacht en de mate van populariteit (de predictoren op microniveau) over klassen?”) te kunnen beantwoorden. In SPSS worden dezelfde stappen uitgevoerd als voor het twee-niveau model met de twee kindfactoren en de klasfactor. Echter, bij de optie ‘Random’ zijn de kindfactoren ‘sex’ en ‘cPop’ toegevoegd aan ‘Model’. De variabele ‘cRanorm’ wordt hier niet toegevoegd omdat dit een predictor op macroniveau is. Bij ‘Covariance Type’ is voor de optie ‘Unstructured’ gekozen zodat ook de covariantie tussen het intercept en de slope wordt geschat. Tevens stond de optie ‘Main effects’ aan. Vervolgens is de -2 Log Likelihood van dit model genoteerd. Om dit model met het twee-niveau model met de kind- en klasfactoren en zonder random regressiecoëfficiënten te vergelijken is de -2 Log Likelihood van dit model vergeleken met die van het twee-niveau model zonder random regressiecoëfficiënten (een deviantie-toets). Indien een van de kindfactoren (‘sex’ of ‘cPop’) als random regressiecoëfficiënt uit het model verwijderd moet worden, wordt de bovenstaande analyses opnieuw uitgevoerd maar dan met alleen de andere overgebleven kinfactor als random regressiecoëfficiënt. Vervolgens is dit twee-niveau model met de kindfactoren ‘sex’ en ‘cPop’, de klasfactor ‘cRanorm’ en de overgebleven random regressiecoëfficiënt vergeleken met het twee-niveau model met de kindfactoren ‘sex’ en ‘cPop’ en de klasfactor ‘cRanorm’ zonder random regressiecoëfficiënt.

De vijfde onderzoeksvraag

Een volgende stap in multi-niveau analyses is het toevoegen van kruisniveau interacties. Dit wordt gedaan om de vijfde onderzoeksvraag (“Indien gebleken is dat er verschillen zijn tussen klassen in het effect van een of beide kindfactoren (geslacht en de mate van populariteit) op de mate van relationele agressie, is dit verschil een functie van de relationele agressienorm van een klas?”) te kunnen beantwoorden. In SPSS worden dezelfde stappen uitgevoerd als voor het twee-niveau model met de drie factoren ‘sex’, ‘cPop’ en ‘cRanorm’ en de randomregressiecoefficient voor ‘cPop’. Echter, bij de optie ‘Random’ is de interactie tussen de kindfactor ‘cPop’ en de klasfactor ‘cRanorm’ toegevoegd aan ‘Model’. Omdat uit het vorige model met de random regressiecoefficienten ‘sex’ en ‘cPop’ bleek dat de random regressiecoefficient voor ‘sex’ niet significant was kunnen we geen kruisniveau-interactie toevoegen voor de variabele ‘sex’. Vervolgens is de -2 Log Likelihood van dit model genoteerd. Om dit model met het twee-niveau model de factoren ‘sex’, ‘cPop’ en ‘cRanorm’ en de random regressiecoëfficiënten voor ‘cPop’ (zonder kruisniveau interactie) te vergelijken is de -2 Log Likelihood van dit model vergeleken met die van het tweede twee-niveau model met de factoren ‘sex’, ‘cPop’ en ‘cRanorm’ en de random regressiecoëfficiënten voor ‘cPop’ (zonder kruisniveau interactie) (een deviantie-toets). Tot slot zijn de R12 en R22 berekend.

Bij een aantal modellen wilden we naast de bijdragen van de individuele predictoren ook inzicht verwerven in het percentage van de oorspronkelijke variantie dat werd verklaard door het toevoegen van deze predictoren of de interactieterm. Hier zijn de volgende formules voor gebruikt:

voor microniveau (kinderen):

voor macroniveau (klassen):

In beide formules verwijst b naar het basismodel en m naar het complexere model.

Resultaten

Uit de vooranalyse is gebleken dat er geen assumpties geschonden zijn. Voor een overzicht van de resultaten met betrekking tot de vijf onderzoeksvragen: zie Tabel 1.0. Met betrekking tot de eerste onderzoeksvraag (“In hoeverre verschilt de mate van relationele agressie vertoond door kinderen tussen klassen?”) is een ‘Linear Mixed Models’ procedure gebruikt. Uit de deviantie-toets blijkt dat in vergelijking met het lege één-niveau model (χ2 = 4336.26) het lege twee-niveau model (χ2 = 3951.79) een significant beter model is, χ2verschil (1) = 384.47, p < 0.001. Dit resultaat is significant. Hetzelfde bleek aan de hand van de Wald-toets met betrekking tot de tussenklas variantie, Z = 5.27, p < .001. Dit resultaat is significant. Aan de hand van de intra-groep correlatie (ρ = 0.36) van het lege twee-niveau model blijkt dat 36% van de variantie in scores op de variabele ‘ra’ is gesitueerd op macroniveau (klasniveau). Indien ICC < .05 dan leidt het gebruik van één niveau modellen niet tot uitgesproken bias. In dit geval zou een één-niveau model tot uitgesproken bias leiden.

Om de tweede onderzoeksvraag (“Wat is de invloed van de kindfactoren geslacht en de mate van populariteit op de mate van relationele agressie vertoond door kinderen?”) te kunnen beantwoorden zijn twee modellen met elkaar vergeleken. Het lege twee-niveau model is vergeleken met het twee-niveau model met de kindfactoren ‘sex’ en ‘cPop’. Uit de deviantie-toets blijkt dat in vergelijking met het lege twee-niveau model (χ2 = 3951.79) het twee-niveau model met de kindfactoren ‘sex’ en ‘cPop’ (χ2 = 3070,79) een significant beter model is, χ2verschil (2) = 881.00, p < 0.001. Met betrekking tot de bijdrage van elke variabele kan geconcludeerd worden dat zowel de kindfactor ‘sex’ (β = 1.24, t (1195.08) = 26.29, p < .001) als de kindfactor ‘cPop’ (β = .47, t (1214.28) = 22.99, p < .001) uit dit model een significante bijdrage levert aan het voorspellen van de afhankelijke variabele. De kindfactor ‘sex’ was een dummyvariabele met de waarde ‘0’ voor ‘man’ en de waarde ‘1’ voor ‘vrouw’. Verder kan geconcludeerd worden dat 52 procent van de variantie op kindniveau verklaard wordt door toevoegen van de twee kindfactoren ‘sex’ en ‘cPop’ (R12 = 0.52) en dat 7 procent van de variantie op klasniveau verklaard wordt door toevoegen van de twee kindfactoren ‘sex’ en ‘cPop’ (R22 = 0.07).

Om de derde onderzoeksvraag (“Is er een effect van de klasfactor agressienorm op de mate van relationele agressie vertoond door kinderen”) te kunnen beantwoorden zijn twee modellen met elkaar vergeleken. Het twee-niveau model met de kindfactoren ‘sex’ en ‘cPop’ is vergeleken met het twee-niveau model met de kindfactoren ‘sex’ en ‘cPop’ én de klasfactor ‘cRanorm’. Uit de deviantie-toets blijkt dat in vergelijking met het twee-niveau model met de kindfactoren ‘sex’ en ‘cPop’ (χ2 = 3070,79) het twee-niveau model met de kindfactoren ‘sex’ en ‘cPop’ én de klasfactor ‘cRanorm’ (χ2 = 3024,91) een significant beter model is, χ2verschil (1) = 45.88 , p < 0.001. Dit resultaat is significant. Met betrekking tot de bijdrage van elke variabele kan geconcludeerd worden dat zowel de kindfactor ‘sex’ (β = 1.24, t (1208.33) = 26.38, p < .001), de kindfactor ‘cPop’ (β =.49, t (1214.33) = 23.59, p < .001) als de klasfactor ‘cRanorm’(β = 0.09, t (68.99) = 8.09, p < .001) in dit model een significante bijdrage levert aan het voorspellen van de afhankelijke variabele. Verder kan geconcludeerd worden dat 52 procent van de variantie op klasniveau verklaard wordt door toevoegen van de klasfactor ‘cRanorm’ (R22 = 0.52).

Om de vierde onderzoeksvraag (“Verschillen de effecten van kinderfactoren geslacht en de mate van populariteit (de predictoren op microniveau) over klassen?”) te kunnen beantwoorden zijn twee modellen met elkaar vergeleken. Het twee-niveau model met de factoren ‘sex’, ‘cPop’ en ‘cRanorm’ zonder random regressiecoëfficiënten is vergeleken met het twee-niveau model met ‘sex’, ‘cPop’ en ‘cRanorm’ met random regressiecoëfficiënten voor ‘sex’ en ‘cPop’. Uit de deviantie-toets blijkt dat in vergelijking met het twee-niveau model met de factoren ‘sex’, ‘cPop’ en ‘cRanorm’ zonder random regressiecoëfficiënten (χ2 = 3024,91) het twee-niveau model met de factoren‘sex’, ‘cPop’ en ‘cRanorm’ en de random regressiecoëfficiënten voor ‘sex’ en ‘cPop’ (χ2 = 2993,836) een significant beter model is, χ2verschil (5) = 31.07 , p < 0.001. Dit resultaat is significant.

Echter, uit de resultaten blijkt dat de variantie van de intercept (3,1) en de covariantie tussen intercept en helling (3,2) niet significant zijn. Hierdoor moet de variabele ‘sex’ als random regressiecoefficient uit het model verwijderd worden. Het twee-niveau model met de factoren ‘sex’, ‘cPop’ en ‘cRanorm’ zonder random regressiecoëfficiënten is vervolgens vergeleken met het twee-niveau model met ‘sex’, ‘cPop’ en ‘cRanorm’ met alleen de random regressiecoëfficiënt voor ‘cPop’. Uit de deviantie-toets blijkt dat in vergelijking met het twee-niveau model met de factoren ‘sex’, ‘cPop’ en ‘cRanorm’ zonder random regressiecoëfficiënten (χ2 = 3024,91) het twee-niveau model met de factoren ‘sex’, ‘cPop’ en ‘cRanorm’ met de random regressiecoëfficiënten voor ‘cPop’ (χ2 =2994,55) een significant beter model is, χ2verschil (2) = 30.36 , p < 0.001. Hieruit blijkt dat het random-effect (2,2) van ‘cPop’ significant is en dat er dus verschillen zijn tussen leerlingen met betrekking tot het effect van de mate van populariteit op de afhankelijke variabele relationele agressie. Met betrekking tot de bijdrage van elke variabele kan geconcludeerd worden dat in dit model zowel de kindfactor ‘sex’ (β = 1.24, t (1190.96) = 26.77, p < .001), de kindfactor ‘cPop’ (β =.48, t (66.47) = 15.78, p < .001) als de klasfactor ‘cRanorm’(β = 0.09, t (68.26) = 8.48, p < .001) een significante bijdrage levert aan het voorspellen van de afhankelijke variabele.

Om de vijfde onderzoeksvraag (“Indien gebleken is dat er verschillen zijn tussen klassen in het effect van een of beide kindfactoren (geslacht en de mate van populariteit) op de mate van relationele agressie, is dit verschil een functie van de relationele agressienorm van een klas?”) te kunnen beantwoorden zijn twee modellen met elkaar vergeleken. Het twee-niveau model met de factoren ‘sex’, ‘cPop’ en ‘cRanorm’ en de random regressiecoëfficiënten voor ‘cPop’ is vergeleken met het twee-niveau model met ‘sex’, ‘cPop’ en ‘cRanorm’, de random regressiecoëfficiënten voor ‘cPop’ en de interactieterm ‘cPop*cRanorm’. De interactieterm ‘sex*cRanorm’ kan niet in het model opgenomen worden omdat de random regressiecoëfficiënt voor ‘sex’ niet significant is. Uit de deviantie-toets blijkt dat in vergelijking met het twee-niveau model met de kindfactoren ‘sex’, ‘cPop’ en ‘cRanorm’ en met de random regressiecoëfficiënten voor ‘cPop’ (χ2 = 2994,549 ) het twee-niveau model met de kindfactoren ‘sex’ en ‘cPop’, de klasfactor ‘cRanorm’, de random regressiecoëfficiënten voor ‘cPop’ en de interactieterm ‘cPop*cRanorm’ (χ2 = 2958,42) een significant beter model is, χ2verschil (1) = 36,13 , p < 0.001. Dit resultaat is significant. De interactieterm ‘cPop*cRanorm’ (β = -0.02, t (48.60) = -7.08, p < .001) blijkt significant te zijn. Met betrekking tot de bijdrage van elke variabele kan geconcludeerd worden dat in dit model zowel de kindfactor ‘sex’(β = 1.23, t (1205.28) = 26.88, p < .001), de kindfactor ‘cPop’ (β = .48, t (56.89) = 21.08, p < .001) als de klasfactor ‘cRanorm’ (β = .10, t (68.83) = 8.91, p < .001) een significante bijdrage levert aan het voorspellen van de afhankelijke variabele. Verder kan geconcludeerd worden dat 0 procent van de variantie op kindniveau verklaard wordt door toevoegen van de kruisniveauinteractie ‘cPop*cRanorm’ (R12 = 0.0) en dat 78% procent van de variantie op klasniveau verklaard wordt door toevoegen van de kruisniveauinteractie ‘cPop*cRanorm’ (R22 = 0.78).

Discussie

Het huidige onderzoek was geïnteresseerd in de invloeden van de kindfactoren (geslacht en de mate van populariteit) en de invloed van de klasfactor (de agressienorm) op de mate van relationele agressie vertoond door het kind. De eerste onderzoeksvraag was: “In hoeverre verschilt de mate van relationele agressie vertoond door kinderen tussen klassen?”. De tweede onderzoeksvraag was: “Is er een effect van de kindfactoren geslacht en de mate van populariteit op de mate van relationele agressie vertoond door kinderen?”. De derde onderzoeksvraag was: “Is er een effect van de klasfactor agressienorm op de mate van relationele agressie vertoond door kinderen?”. De vierde onderzoeksvraag was: “Verschillen de effecten van kinderfactoren geslacht en de mate van populariteit (de predictoren op microniveau) over klassen?” Tot slot was de vijfde onderzoeksvraag: “Indien gebleken is dat er verschillen zijn tussen klassen in het effect van een of beide kindfactoren (geslacht en de mate van populariteit) op de mate van relationele agressie, is dit verschil een functie van de relationele agressienorm van een klas?”.

Met betrekking tot de eerste onderzoeksvraag kan geconcludeerd worden dat het twee-niveau model een beter model is voor de data dan het één-niveau model. Dit betekent dat er verschillen zijn tussen de klassen in de mate van relationele agressie. Het gebruiken van een één-niveau model zou leiden tot bias. Dit komt overeen met eerder onderzoek. Met betrekking tot de tweede onderzoeksvraag kan geconcludeerd worden dat zowel de kindfactor geslacht als de kindfactor mate van populariteit een significant effect hebben op de mate van relationele agressie vertoond door een kind. Dit komt overeen met een aantal onderzoeken welke concludeerden dat er hogere levels van relationele agressie bestaan voor vrouwen dan mannen (e.g., Bonica et al., 2003; Burr, Ostrov, Jansen, Cullerton-Sen, & Crick, 2005; Crick et al., 1996; Crick et al., 1997; Crick, Grotpeter, 1995; Estrem, 2005; Giles & Heyman, 2005; McNeilly-Choque et al., 1996; Nelson, Robinson, & Hart, 2005; Ostrov & Keating, 2004; Ostrov, Woods, Jansen, Casas, & Crick, 2004; Russell, Hart, Robinson, & Olsen, 2003; Sebanc, 2003) en dat relationele agressie gerelateerd is aan de mate van populariteit van de agressor beoordeeld door de klasgenoten (Lease, Kennedy, & Axelrod, 2002; Prinstein & Cilessen, 2003; Rose et al., 2004; Vaillancourt, & Hymel, 2004). Met betrekking tot de derde onderzoeksvraag kan geconcludeerd worden dat de klasfactor agressienorm een significant effect heeft op de mate van relationele agressie vertoond door een kind. Dit komt overeen met eerder onderzoek: zogenaamde Normtheorieën postuleren dat de hoeveelheid relationele agressie in een klas de agressienorm bepaalt en dat die relationele agressienorm het individuele gedrag weer beïnvloedt (Cialdini, Reno, & Kallgren, 1990). Met betrekking tot de vierde onderzoeksvraag kan geconcludeerd worden dat alleen het effect van de mate van populariteit op de mate van relationele agressie verschilt tussen de klassen. Het effect van het geslacht op de mate van relationele agressie verschilt niet tussen de klassen. Dit komt niet overeen met eerder onderzoek dat stelt dat in een klas met meer meisjes dan jongens, meer relationele agressie zou kunnen voorkomen in vergelijking met een klas met meer jongens dan meisjes (Deaux & Major; 1987). Met betrekking tot de vijfde onderzoeksvraag kan geconcludeerd worden dat er sprake is van een significant interactie-effect tussen de mate van populariteit en de agressienorm van een klas. Dit komt overeen met de verwachtingen.

Al met al kan geconcludeerd worden dat de mate van relationele agressie verschilt tussen klassen. Met betrekking tot de mate van relationele agressie vertoond door een kind rekening moet rekening gehouden worden met de volgende predictoren: het geslacht van het kind, de mate van populariteit van het kind en de agressienorm van de klas waar het kind in zit. Voor geslacht blijkt dat relationele agressie meer bij meisjes voorkomt dan bij jongens. Voor de mate van populariteit blijkt dat een hoge mate van populariteit van het kind in verband staat met het vertonen van een hogere mate van relationele agressie door het kind. Met betrekking tot de agressienorm geldt: hoe hoger de relationele agressienorm van een klas, des te hoger de mate van relationele agressie vertoond door een kind uit die klas. Verder kan geconcludeerd worden dat het effect van de mate van populariteit op de mate van relationele agressie vertoond door een kind tussen klassen verschilt. Het effect van de mate van populariteit op de mate van relationele agressie vertoond door een kind wordt in lichte mate negatief beïnvloed door de relationele agressienorm van de klas. Des te hoger de relationele agressienorm van een klas, des te groter het negatieve effect hiervan op het verband tussen de mate van populariteit en de mate van relationele agressie vertoond door een kind. Dus: hoe hoger de relationele agressienorm van een klas, des te kleiner het effect van de mate van populariteit op de mate van relationele agressie vertoond door een kind.

N.B.

Het huidige onderzoek was geen echt wetenschappelijk onderzoek, maar een opdracht voor het derdejaars vak Regressiemodellen (Statistiek 3) van de bacheloropleiding Psychologie aan de Vrije Universiteit, Amsterdam. De proefpersonen in het huidige onderzoek zijn geen echte proefpersonen. De data van het huidige onderzoek zijn verzonnen door de docenten van het vak. De resultaten van het huidige onderzoek zijn dus niet betrouwbaar en niet valide en hieraan kunnen geen conclusies verbonden worden.
© 2012 - 2019 Cst1991, het auteursrecht (tenzij anders vermeld) van dit artikel ligt bij de infoteur. Zonder toestemming van de infoteur is vermenigvuldiging verboden.
Gerelateerde artikelen
Hoe ga ik om met agressie?Hoe ga ik om met agressie?Agressie is iets waar we allemaal mee geconfronteerd worden. Vaak op tv, maar soms ook in het dagelijks leven. Hoe ga je…
Wat is de invloed van agressie?Agressie. Wat beïnvloed agressie en wat voor invloed heeft het op onze acties? Welke factoren zorgen ervoor dat de mens…
Stoeien en AgressieStoeien en AgressieAgressie in de kindertijd kan serieuze problemen voorspelen in het latere leven: vroegtijdig school verlaten, vroege sek…
Agressie op de werkvloer: onderzoek van NEAAgressie op de werkvloer: onderzoek van NEAAgressie op de werkvloer, of bij het uitoefenen van je werk buiten de deur. Uit cijfers blijkt dat miljoenen Nederlander…
De oorzaak en bestrijding van agressieDe oorzaak en bestrijding van agressieIedereen vertoont weleens agressief gedrag. De meeste mensen hebben daar echter achteraf spijt van. Sommige mensen hebbe…

Reageer op het artikel "De mate van relationele agressie vertoond door leerlingen"

Plaats als eerste een reactie, vraag of opmerking bij dit artikel. Reacties moeten voldoen aan de huisregels van InfoNu.
Meld mij aan voor de tweewekelijkse InfoNu nieuwsbrief
Ik ga akkoord met de privacyverklaring en ben bekend met de inhoud hiervan
Infoteur: Cst1991
Gepubliceerd: 25-06-2012
Rubriek: Educatie en School
Subrubriek: Werkstuk
Schrijf mee!