Nederlandse vertaling van de Student- Teacher-Relationship-Scale (STRS)

Maat: px
Weergave met pagina beginnen:

Download "Nederlandse vertaling van de Student- Teacher-Relationship-Scale (STRS)"

Transcriptie

1 SiBO Schoolloopbanen in het BasisOnderwijs Dekenstraat 2 B 3000 Leuven Nederlandse vertaling van de Student- Teacher-Relationship-Scale (STRS) (Pianta, 2001) Toetsing van de factorstructuur en constructie van een verkorte versie Gert Cornelissen & Karine Verschueren Centrum voor Schoolpsychologie Onderzoek in opdracht van de Vlaamse minister van Onderwijs en Vorming, in het kader van het programma Steunpunten voor Beleidsrelevant Onderzoek 2002 LOA-rapport nr. 3

2 Voor meer informatie omtrent deze publicatie: Steunpunt LOA, Unit Onderwijsloopbanen Auteur(s): Gert Cornelissen & Karine Verschueren Centrum voor Schoolpsychologie Adres: Dekenstraat 2, 3000 Leuven Tel.: of Fax.: Website: Copyright (2002) Steunpunt LOA p/a E. Van Evenstraat 2e, 3000 Leuven Niets uit deze uitgave mag worden verveelvuldigd en/of openbaar gemaakt zonder uitdrukkelijk te verwijzen naar de bron. No material may be made public without an explicit reference to the source.

3 Abstract Nederlandse vertaling van de Student-Teacher-Relationship-Scale (STRS, Pianta, 2001) : Toetsing van de factorstructuur en constructie van een verkorte versie Uit verscheidene studies blijkt dat een negatieve relatie met de leerkracht een risicofactor vormt voor de vroege schoolse aanpassing van jonge kinderen. Een hechte, open relatie met de leerkracht blijkt dan weer als protectieve factor voor risicokinderen te fungeren. In onderzoek naar schoolloopbanen van jonge kinderen is het daarom belangrijk een beeld te krijgen van de kwaliteit van die leerkrachtleerlingrelatie. Om de kwaliteit van de relatie met de leerkracht in kaart te brengen wordt in internationaal onderzoek vaak een beroep gedaan op de Student-Teacher-Relationship-Scale van Pianta (STRS, 2001). De STRS is een leerkrachtschaal bestaande uit 28 items, die op basis van exploratorische factoranalyse verdeeld worden over drie subschalen: Nabijheid (11 items), Afhankelijkheid (5 items) en Conflict (12 items). De subschaal Nabijheid peilt naar de mate waarin de leerkracht affectie, warmte en open communicatie ervaart met een bepaalde leerling. Afhankelijkheid verwijst naar bezitterig en aanhankelijk gedrag van het kind en een overdreven opeisen van de leerkracht. De subschaal Conflict peilt naar de aanwezigheid van discordante interacties en een gebrek aan verstandhouding tussen leerling en leerkracht. De STRS werd gebruikt in tientallen studies in verschillende naties en bij leerkrachten van kinderen tussen drie en negen jaar. Aan het Centrum voor Schoolpsychologie van de K.U.Leuven werd recent een Nederlandse vertaling van de schaal geconstrueerd en afgenomen bij een proefgroep van 199 kinderen en 12 leerkrachten uit de derde kleuterklas. Deze gegevens werden in de voorbereidende fase van het longitudinaal onderzoek over schoolloopbanen in het basisonderwijs (SIBO) geanalyseerd. Het doel van het analyseproject was tweevoudig. Ten eerste wilden we de factorstructuur van de STRS toetsen. Meer bepaald wilden we nagaan of de driefactorenstructuur die vooropgesteld werd door Pianta (2001) ook kon worden teruggevonden in een Vlaamse steekproef van kleuters, daarbij gebruik makend van confirmatorische factoranalyse naast exploratorische. Ten tweede was het de bedoeling om indien mogelijk - een verkorte versie op te stellen en de psychometrische kwaliteiten van die verkorte schaal te toetsen. Uit een confirmatorsiche factoranalyse bleek, ten eerste, dat het vooropgestelde model met de drie factoren Nabijheid, Conflict en Afhankelijkheid, niet strookte met de data. De fit van dit model (alsook van de afzonderlijke unidimensionele modellen) voldeed niet aan de vooropgestelde criteria. Een model met slechts twee factoren, nl. Nabijheid en Conflict, dat werd opgesteld op grond van een exploratorische factoranalyse, vertoonde echter wel een acceptabele passing (Chi²(101) = , p <.00; Chi²/df = 1.89; GFI =.86, AGFI =.82, RMSEA =.062, NNFI =.90). Zowel de nieuwe conflictschaal (7 items) als de nieuwe nabijheidsschaal (9 items) waren voldoende intern consistent (alfa resp..91 en.87). Ten tweede bleek het mogelijk om een verkorte versie van de STRS te construeren, bestaande uit twee subschalen (Conflict en Nabijheid) met elk vier items. De passing van dit tweefactorenmodel was aanvaardbaar (Chi² (19) = 39.51, p <.00; Ch²/df = 2.08, GFI =.94, AGFI =.89, RMSEA =.074, NNFI =.94). Hoewel de interne consistentie van de twee subschalen kleiner was dan die van de oorspronkelijke subschalen, bleef die zeker voldoende (alfa =.84 en.87). Dit beperkte verlies aan interne consistentie wordt gecompenseerd door de grote tijdswinst voor de leerkrachten bij het invullen van de schaal. Uit de resultaten van dit analyseproject werd besloten het wetenschappelijk verantwoord en praktisch aangewezen was de verkorte versie van de STRS in het longitudinaal onderzoek over schoolloopbanen in het basisonderwijs af te nemen.

4 INHOUDSTAFEL 1. INLEIDING 1 2. BESCHRIJVING VAN DE VRAGENLIJST 2 3. PSYCHOMETRISCHE EIGENSCHAPPEN VAN DE ENGELSTALIGE VERSIE Itemanalyse Factoranalyse Subschalen en Interne Consistentie-analyse 5 4 PSYCHOMETRISCHE EIGENSCHAPPEN VAN DE NEDERLANDSE VERTALING Steekproefgegevens Betrouwbaarheidsgegevens 8 5 CONFIRMATORISCHE FACTORANALYSES VOOR DE NEDERLANDSE VERTALING Het driefactorenmodel volgens Pianta (2001) Tweefactorenmodel op basis van exploratorische factoranalyse Exploratorische factoranalyse Toetsing van het nieuwe tweefactorenmodel Tweefactorenmodel voor een verkorte versie van de STRS CONCLUSIE 23 Referenties Bijlagen

5 Nederlandse vertaling van de Student-Teacher-Relationship-Scale (STRS) (Pianta, 2001) : Toetsing van de factorstructuur en constructie van een verkorte versie 1. INLEIDING In haar thesisonderzoek rond zelfwaardering, relatie met de leerkracht en schoolaanpassing bij kleuters maakte Roncada (2001) ondermeer gebruik van de 'Student-Teacher- Relationship-Scale' (STRS), ontwikkeld door Pianta (1996). Roncada vertaalde deze vragenlijst naar het Nederlands. De vertaalde versie kreeg de naam 'Relatieschaal Leerling-Leerkracht'. Deze vragenlijst peilt naar de kwaliteit van de relatie tussen leerling en leerkracht, zoals gepercipieerd door deze laatste. De schaal kan interessant zijn in het kader van onderzoek rond schoolloopbanen van jongeren. De STRS heeft zijn nut hierbij al bewezen : Pianta en Steinberg (1992) namen een proefversie van de STRS (waarin op basis van factoranalyse vijf dimensies onderscheiden werden) af van een groep kleuters. Op basis van tests voor cognitieve en motorische vaardigheden werd een voorspelling gemaakt over welke kleuters wel en welke niet in staat zouden zijn de overgang naar het eerste leerjaar met succes te maken. Van de kleuters die geïdentificeerd werden als risicoleerlingen, haalden diegenen die toch over mochten gaan naar het eerste leerjaar significant betere scores op de STRS dan diegenen die nog een jaar in de kleuterschool moesten blijven. De kinderen die de overgang mochten maken, hadden met andere woorden een positievere relatie met de leerkracht dan diegenen die het jaar moesten overdoen. Pianta en Steinberg concludeerden daaruit dat de band met de kleuterleid(st)er voor risicokleuters het verschil kan betekenen tussen zittenblijven en overgaan. Pianta (1994) voerde op de STRS-scores van dezelfde proefgroep een clusteranalyse uit. Een cluster is een groep leerlingen met hetzelfde patroon van scores op de verschillende (voorlopige) schalen van de vragenlijst. Er waren zes clusters te onderscheiden en bij followup onderzoek bleek dat kleuters, die tot verschillende clusters behoorden, de verwachte verschillen vertoonden op metingen rond schoolse aanpassing (gedrag, sociale en schoolse competentie en problemen bij de leerlingen) in het eerste leerjaar. Deze resultaten werden nog gerepliceerd met de laatste versie van de STRS door Pianta, Steinberg en Rollins (1995). Hierbij bleek het effect van de relatie met de kleuterleid(st)er door te werken tot het tweede leerjaar. Vanuit STRS-scores is het dus mogelijk voorspellingen te doen over de schoolaanpassing en de schoolloopbaan van jonge kinderen. 1

6 Op basis van dit meetinstrument kan de kennis over het belang van de relatie tussen kleuter en kleuterleid(st)er voor de verdere schoolloopbaan dus worden verrijkt. Het is echter noodzakelijk na te gaan of de Nederlandse vertaling dezelfde psychometrische kwaliteiten bezit als de Engelstalige originele versie. In het eerstvolgende deel worden de vorm en inhoud van de STRS beschreven. Ook de psychometrische eigenschappen van de Engelstalige versie komen aan bod. 2. BESCHRIJVING VAN DE VRAGENLIJST We gaan niet in op de ontwikkeling en voorgaande versies van Pianta's STRS maar beschrijven alleen de meest recente versie zoals die is vertaald door Roncada. De STRS (Student-Teacher-Relationship-Scale) is een beoordelingsschaal voor leerkrachten, die in de meest recente versie uit 28 items bestaat. Via een 5-punts Likert-Schaal geeft de leerkracht zijn of haar idee weer over zijn of haar relatie met een bepaalde leerling, over het gedrag van de leerling ten opzichte van de leerkracht en over hoe de leerling over hem of haar zou denken. Op de 5-puntsschaal duidt de leerkracht de mate aan waarin een bepaald item van toepassing is op zijn of haar relatie met het kind waarvoor de vragenlijst ingevuld wordt. De vragenlijst bestaat uit drie subschalen: Nabijheid, Afhankelijkheid en Conflict. Daarnaast kan er ook een totaalscore worden berekend. De schaal is geconstrueerd voor kinderen van drie tot 9 jaar. De volledige lijst met items per subschaal bevindt zich in bijlage 1. De vragenlijst zoals die aan de leerkrachten wordt aangeboden staat in bijlage 2. We beschrijven nu de drie subschalen. 1. Nabijheid Deze subschaal meet de mate waarin een leerkracht affectie, warmte en een open communicatie ervaart met een bepaalde leerling. Deze nabijheid kan een steun zijn voor jonge kinderen om zich goed te voelen in de schoolomgeving. Voorbeelden van items zijn : 'Ik heb een hartelijke, warme relatie met dit kind', 'Als dit kind verdrietig is, zoekt hij/zij troost bij mij' en 'Ik voel gemakkelijk aan wat dit kind voelt'. De 'Nabijheid'-schaal bestaat uit 11 items en reflecteert een positieve relatiedimensie. 2

7 2. Afhankelijkheid Als construct verwijst afhankelijkheid naar bezitterig en aanhankelijk gedrag van het kind dat wijst op het overdreven opeisen van de leerkracht als bron van steun. In tegenstelling tot nabijheid is afhankelijkheid een relatiekwaliteit die in de weg ligt van een goede aanpassing aan de schoolomgeving. Voorbeelden van items zijn : 'Dit kind lijkt gekwetst of beschaamd als ik hem/haar corrigeer', 'Dit kind is te afhankelijk van mij' en 'Dit kind is gekrenkt of jaloers als ik tijd met andere kinderen doorbreng'. De 'Afhankelijkheids'-schaal bestaat uit 5 items en weerspiegelt een negatieve relatiedimensie. 3. Conflict Het is aannemelijk dat conflict in de relatie tussen leerling en leerkracht een stressor is voor kinderen in de schoolomgeving, die een goede aanpassing aan de school in de weg kan staan. Conflict in de relatie komt tot uiting in discordante interacties en een gebrek aan verstandhouding tussen leerling en leerkracht. Een leerkracht die hoge scores op deze schaal aangeeft, ligt vaak in de knoop met die leerling en ziet hem of haar als onvoorspelbaar, met als gevolg dat het omgaan met die leerling veel energie opeist en dat de leerkracht zich niet effectief ervaart bij die leerling. Voorbeelden van items : 'Dit kind en ik lijken altijd te twisten met elkaar', 'Dit kind wordt gemakkelijk kwaad op mij' en 'De gevoelens van dit kind tegenover mij kunnen onvoorspelbaar zijn of plots omslaan'. De 'Conflict'-schaal bestaat uit 12 items en weerspiegelt ook een negatieve relatiedimensie. 4. Totale schaal De Totale schaal weerspiegelt de mate waarin de leerkracht zijn of haar relatie met een bepaald kind in het algemeen ervaart als positief en effectief. Een hoge totaalscore wijst op lage niveaus van conflict en/of afhankelijkheid en/of hoge niveaus van nabijheid, of een in het algemeen meer positieve relatie. Ze wordt dan ook berekend door de scores van de conflict- en afhankelijkheidsschaal om te keren en dan de scores van alle drie de subschalen op te tellen. 3. PSYCHOMETRISCHE EIGENSCHAPPEN VAN DE ENGELSTALIGE VERSIE De factoranalyse op basis waarvan men de drie beschreven subschalen ontwikkelde, gebeurde op gegevens uit studies uitgevoerd in Arizona, Californië, Connecticut, Colorado, Illinois, North Carolina, Wisconsin en Virginia. Zowel in grootschalige nationale studies, zoals 3

8 The National Institutes of Child Health and Human Development (NICHD) Study of Early Child Care en The Cost, Quality and Child Outcomes in Child Care Centers study (Cost, Quality, and Child Outcomes Study Team, 1995), als in meer regionale en lokale studies bij kinderen van drie tot negen jaar (bijvoorbeeld Saft, 1994; Pianta en Steinberg, 1992), verzamelde men scores van kinderen op de STRS. De verzamelde gegevens worden samengevat in Pianta (1996). Validiteitstudies tonen aan dat de scores voor de STRS in de verwachte richting correleren met scores van gedragsproblemen en competenties in de basisschool (e.g., Pianta, 1994; Pianta et al., 1995), met de kwaliteit van vriendschapsrelaties (Birch en Ladd, 1997), en met de kwaliteit van de verzorgende omgeving van het kind (CQOCC, 1995). De STRS kan kinderen identificeren die veel kans maken hun jaar te moeten overdoen of door verwezen te worden naar het buitengewoon onderwijs in de eerste jaren van hun onderwijs. Zoals gezegd voorspellen hoge scores op de STRS daarnaast bij risico-kinderen toch succes in de eerste jaren van de school (Pianta en Steinberg, 1992). De proefgroep, van dewelke de gegevens gebruikt werden om de uiteindelijke factoranalyse uit te voeren, bestond uit kinderen tussen drie jaar en één maand en zes jaar en acht maanden (Pianta, 1996). Meer dan 275 leerkrachten werkten mee, uit zowel Head Start projecten, kinderopvangcentra, kleuterscholen en het eerste en tweede leerjaar van de lagere school. De deelnemers aan het onderzoek vulden een 31-item versie in van de STRS. Op basis van een eerste item-, factor- en interne consistentie-analyse werden drie items verwijderd voor verdere analyse van de vragenlijst. De vermelde analyses hebben dus betrekking op de 28 resterende items Itemanalyse Alle items vertoonden een redelijke variabiliteit. Standaarddeviaties benaderden of overschreden 1.0 punten voor de vijfpuntschaal. De items die een positieve relatie beschrijven (Nabijheidsschaal) waren negatief scheef verdeeld. De items van de Conflictschaal, die een negatieve relatie beschrijven waren positief scheef verdeeld. Dit betekent dat leerkrachten in deze steekproef de relatie met hun leerlingen positief zagen. 4

9 3.2. Factoranalyse Er werd gebruik gemaakt van een Principale Componenten-analyse met een VARIMAXrotatie. Andere methoden van factorextractie en rotatie werden ook geprobeerd maar resultaten van deze methoden lagen telkens in dezelfde lijn. Op basis van vier criteria 1) hoeveelheid verklaarde variantie, 2) interne consistentie, 3) constructvaliditeit en 4) makkelijkheid van gebruik en interpretatie besliste men dat een drie-factoren oplossing de beste was. Deze drie factoren verklaarden samen 48.8% van de totale variantie. De eerste factor had een eigenwaarde van 8.63 en verklaarde 29.8% van de totale variantie. Items met de hoogste lading op deze factor waren : 'Dit kind en ik lijken altijd te twisten met elkaar' (.80), 'Omgaan met dit kind vergt veel van mijn energie' (.82) en 'Als dit kind slecht gehumeurd is, weet ik dat het een lange en moeilijke dag wordt' (.80). De factor werd geïnterpreteerd als een 'Conflict'-factor. De tweede factor had een eigenwaarde van 3.73 en verklaarde 12.9% van de totale variantie. Items met de hoogste lading op deze schaal : 'Dit kind spreekt vrijuit over zijn/haar gevoelens en ervaringen met mij' (.79), 'Dit kind vertelt me spontaan dingen over zichzelf' (.76), 'Ik voel makkelijk aan wat dit kind voelt' (.70). Deze factor werd geïnterpreteerd als een 'Nabijheid'-factor. De derde factor had een eigenwaarde van 1.79 en verklaarde 6.2% van de totale variantie. Items met de hoogste lading op deze schaal : 'Dit kind is te afhankelijk van mij' (.75), 'Dit kind reageert hevig als hij/zij niet bij mij kan zijn' (.66), 'Dit kind is gekrenkt of jaloers als ik tijd met andere kinderen doorbreng' (.59). Deze werd de 'Afhankelijkheid'-factor genoemd Subschalen en Interne Consistentie-analyse Vanuit de driefactorenoplossing werden subschalen opgesteld. Zowel op deze subschalen als op de totale schaal werd een interne consistentie-analyse uitgevoerd. De Totale Schaal (28 items) had een α-coëfficiënt van.89 (Pianta, 1996). Het gemiddelde was 114 en de standaarddeviatie was na afronding 16. Aangezien elk item een score van 1 tot 5 kan halen en de scores van alle items opgeteld worden, ligt de score tussen een minimumwaarde van 28 en een maximumwaarde van 140. De Totale Score wordt berekend door de score van volgende items om te keren : 2, 6, 8, 10, 11, 13, 14, 16, 17, 18, 19, 20, 22, 23, 24, 25, 26 (zie bijlage 1 en 2), en de omgekeerde en overgebleven items op te tellen. De Totale Score weerspiegelt een algemene positieve relatie-dimensie. 5

10 De Conflict-schaal (12 items) had een α-coëfficiënt van.92 (in andere studies vond men volgende coëfficiënten : Birch en Ladd (1997),.93; Ladd en Burgess (1999),.93). Het gemiddelde was 22.3 en de standaarddeviatie bedroeg Scores kunnen liggen tussen 12 en 60. De score op de conflictschaal wordt berekend door de scores op de volgende items op te tellen : 2, 11, 13, 16, 18, 19, 20, 22, 23, 24, 25, 26. De Nabijheid-schaal (11 items) had een α-coëfficiënt van. 86 (in andere studies vond men volgende coëfficiënten: Birch en Ladd (1997),.90; Ladd en Burgess (1999),.90). Het gemiddelde was 44.7 en de standaarddeviatie bedroeg Scores kunnen liggen tussen 11 en 55. De score op deze schaal wordt berekend door de scores op de volgende items op te tellen : 1, 3, 4, 5, 7, 9, 12, 15, 21, 27, 28. De Afhankelijkheid-schaal (5 items) had een α-coëfficiënt van.64 (in andere studies vond men volgende coëfficiënten : Birch en Ladd (1997),.69; Ladd en Burgess (1999),.69).. Het gemiddelde was (5 items) en de standaarddeviatie bedroeg Scores kunnen liggen tussen 5 en 25. De score op deze schaal wordt berekend door de scores op de volgende items op te tellen : 6, 8, 10, 14, 17. In tabel 1 staan de correlaties tussen de scores van de subschalen en tussen de subschaalscores en de totale score aangegeven. Tabel 1 Correlaties tussen Subschaalscores en de Totale Score Conflict Nabijheid Afhankelijkheid Totaal Conflict *.28* -.91* Nabijheid *.72* Afhankelijkheid * * p<.001 Alle correlaties waren significant en tonen een aanvaardbare mate van onafhankelijkheid tussen de subschalen en een hoge graad van associatie in de verwachte richting tussen de Totale Score en de scores van de Conflict- en de Nabijheidsschaal. De Conflictschaal is zeer sterk gerelateerd aan de Totale Score en kan volgens Pianta (1996) gebruikt worden in plaats van de Totale Score als er een verkorte versie vereist is. De correlatie is negatief omdat de items van de Conflict-schaal omgekeerd gescoord worden bij het berekenen van de totaalscore. De correlatie van de scores op de Afhankelijkheidsschaal met de Totale Score is lager maar dat is ook te wijten aan het feit dat deze schaal maar vijf items bevat (ten 6

11 opzichte van 12 en 11 voor de andere schalen) en dus een kleinere bijdrage levert aan de totaalscore dan de Conflict- en de Nabijheidsschaal. 4. PSYCHOMETRISCHE EIGENSCHAPPEN VAN DE NEDERLANDSE VERTALING 4.1. Steekproefgegevens De gegevens waarop we deze analyses uitvoeren, zijn afkomstig van twee onderzoeken, uitgevoerd in het kader van licentiaatsverhandelingen. Verboven en Verheyen (in voorbereiding) lieten de vragenlijst invullen door negen leerkrachten voor 135 kinderen in vijf scholen in Turnhout, Arendonk en Beringen, in het voorjaar van Alle kinderen zaten in de derde kleuterklas. Het aantal leerlingen per klas varieerde van 9 tot 25. Roncada (2001) liet de vragenlijst invullen door drie leerkrachten voor 64 kinderen in drie verschillende scholen: twee in Genk en één in Antwerpen in het najaar van De klassen bestonden uit 19, 21 en 24 leerlingen. Op negen kinderen na was de huidskleur van iedereen blank. Ook hier ging het om derde kleuterklassertjes. In totaal vulden dus 12 leerkrachten (allemaal vrouwen) de vragenlijst in voor 199 kinderen van de derde kleuterklas. De leeftijd van deze kleuters lag tussen 5 jaar en 1 maand en 6 jaar en 8 maanden met een gemiddelde leeftijd van 5 jaar en 8 maanden. Er waren 100 jongens en 99 meisjes. In tabel 2 staan enkele beschrijvende statistieken voor de gehele steekproef. Hieruit blijkt dat de rapportering van de relatie tussen de leerkrachten en hun leerlingen een aanzienlijke variabiliteit vertoont. Scheefheidswaarden tonen aan dat de leerkrachten hun relatie met de leerlingen positief neigen te zien. Tabel 3 geeft gemiddelden, standaarddeviaties en scheefheidsstatistieken voor jongens en meisjes. Wanneer we de STRS schaal- en subschaalscores voor jongens en meisjes vergelijken aan de hand van t-toetsen vinden we een significant verschil op.05-niveau op de Nabijheidschaal (zie tabel 3). Meisjes scoren hier hoger dan jongens. Het verschil is echter kleiner dan twee punten op de schaal, dat is klein maar statistisch wel betekenisvol. De correlaties tussen de subschalen onderling en die met de totaalschaal staan in tabel 4. Tabel 2 Beschrijvende Statistieken voor de totale schaal en de subschalen van de STRS (n=199) Schaal Gemiddelde Std Dev Min Max Scheefheid Kurtosis Conflict Nabijheid Afhankelijkheid Totaal

12 Tabel 3 Gemiddelde scores voor de totale schaal en de subschalen van de STRS voor meisjes en jongens meisjes n=99 jongens n=100 Schaal gem std dev gem std dev t p Conflict Nabijheid Afhankelijkheid Totaal Tabel 4 Correlaties tussen de subschalen en de totale score voor de STRS Conflict Nabijheid Afhankelijkheid Totaal Conflict * * Nabijheid * Afhankelijkheid * Totaal 1.00 * p < Betrouwbaarheidsgegevens Betrouwbaarheid heeft te maken met de mate waarin de testscore vrij is van allerhande fouten. Schattingen van interne consistentie werden berekend met de alfa methode van Cronbach. Ook de standaardmeetfout werd berekend om het bereik aan te geven waarbinnen de ware score van een individu vermoedelijk valt. Tabel 5 geeft de alfa-coëfficiënten en de standaardmeetfouten voor de STRS (sub)schalen voor de gehele steekproef en per geslacht. Voor de gehele steekproef waren de α-coëfficiënten hoog (.90), behalve voor de Afhankelijkheidsschaal (.58). De gegevens voor jongens en meisjes afzonderlijk lagen in dezelfde lijn. Dat de Afhankelijkheidsschaal bij alle groepen een lage interne consistentie haalt is deels te wijten aan het feit dat deze slechts 5 items bevat. Dit was ook het geval bij de originele vragenlijst en de auteurs gaven dan ook als advies deze scores voorzichtig te interpreteren, rekening houdend met andere diagnostische informatie. Zoals we verder zullen aantonen, is deze schaal ook problematisch gebleken in de exploratorische factoranalyse op onze gegevens. Het is de vraag of het geoorloofd is deze schaal te behouden in de vragenlijst. Tabel 5 Alfa coëfficiënten en standaardmeetfouten voor de STRS totale schaal en subschalen voor de totale steekproef en voor jongens en meisjes afzonderlijk totale steekproef jongens meisjes Schaal/Subschaal α SMF α SMF α SMF Conflict Nabijheid Afhankelijkheid Totaal

13 Tabel 6 Gemiddelden, standaarddeviaties en correlaties van de items met het totaal # Item M SD item-totaalcorrelatie 1. Ik heb een hartelijke, warme relatie met dit kind Dit kind en ik lijken altijd te twisten met elkaar Als dit kind verdrietig is, zoekt hij/zij troost bij mij Dit kind voelt zich ongemakkelijk bij mijn aanraking of fysieke affectie. 5. Dit kind waardeert de relatie met mij Dit kind lijkt gekwetst of beschaamd als ik hem/haar corrigeer Als ik dit kind prijs, straalt hij/zij van trots Dit kind reageert hevig als hij/zij niet bij mij kan zijn Dit kind vertelt me spontaan dingen over zichzelf Dit kind is te afhankelijk van mij Dit kind wordt gemakkelijk kwaad op mij Dit kind probeert me te plezieren Dit kind vindt dat ik hem/haar oneerlijk behandel Dit kind vraagt om mijn hulp als hij/zij niet echt hulp nodig heeft Ik voel gemakkelijk aan wat dit kind voelt Dit kind blijft kwaad of wordt opstandig nadat ik hem/haar gestraft heb. 17. Dit kind is gekrenkt of jaloers als ik tijd met andere kinderen doorbreng. 18. Dit kind blijft kwaad of wordt opstandig nadat ik hem/haar gestraft heb. 19. Als dit kind zich misdraagt, reageert hij/zij goed op mijn blik of de toon die ik aansla. 20. Omgaan met dit kind vergt veel van mijn energie Ik heb al gemerkt dat dit kind mijn gedrag of de manier waarop ik dingen doe, overneemt. 22. Als dit kind slecht gehumeurd is, weet ik dat het een lange en moeilijke dag wordt. 23. De gevoelens van dit kind tegenover mij kunnen onvoorspelbaar zijn of plots omslaan. 24. Ondanks mijn uiterste inspanningen, voel ik mij ongemakkelijk bij de manier waarop dit kind en ik met elkaar omgaan. 25. Dit kind zeurt of weent als hij/zij iets van mij wil Dit kind gedraagt zich heimelijk en manipulatief tegenover mij Dit kind spreekt vrijuit over zijn gevoelens en ervaringen met mij Mijn omgang met dit kind geeft mij een gevoel van zelfzekerheid en doeltreffendheid Tabel 6 geeft enkele itemkarakteristieken: gemiddelden, standaarddeviaties en de itemtotaalcorrelaties voor de 28 items gebaseerd op de 199 proefpersonen. Om de itemtotaalcorrelaties te berekenen, hebben we eerst de scores van de items van de Conflict- en Afhankelijkheidsschaal omgekeerd. De items vertonen een behoorlijke variabiliteit hoewel een aantal items negatief (items 1, 3, 5, 7, 9, 15, 19, 27, 28) en een aantal positief (items 2, 4, 8, 10, 11, 13, 14, 16, 17, 18, 20, 22, 23, 24, 25, 26) scheef verdeeld zijn. De items die zo geformuleerd zijn dat ze een positieve relatie beschrijven, hebben een negatief scheve en 9

14 de items die een negatieve relatie beschrijven, hebben een positief scheve verdeling. De scheefheidswaarden staan in tabel 7. De item-totaalcorrelaties lagen tussen.03 en.78. Eenentwintig items hadden een correlatie hoger dan.40. Items 6, 10 en 8 vertoonden de laagste correlaties, niet toevallig allemaal afkomstig uit de Afhankelijkheidsschaal. Items 1, 24 en 28 vertoonden de hoogste correlaties. Tabel 7 Scheefheid en p-waarde voor elk item # Item Scheefheid p 1. Ik heb een hartelijke, warme relatie met dit kind * Dit kind en ik lijken altijd te twisten met elkaar * Als dit kind verdrietig is, zoekt hij/zij troost bij mij * Dit kind voelt zich ongemakkelijk bij mijn aanraking of fysieke affectie * Dit kind waardeert de relatie met mij * Dit kind lijkt gekwetst of beschaamd als ik hem/haar corrigeer Als ik dit kind prijs, straalt hij/zij van trots * Dit kind reageert hevig als hij/zij niet bij mij kan zijn * Dit kind vertelt me spontaan dingen over zichzelf..64 * Dit kind is te afhankelijk van mij * Dit kind wordt gemakkelijk kwaad op mij * Dit kind probeert me te plezieren * Dit kind vindt dat ik hem/haar oneerlijk behandel * Dit kind vraagt om mijn hulp als hij/zij niet echt hulp nodig heeft..94 * Ik voel gemakkelijk aan wat dit kind voelt * Dit kind blijft kwaad of wordt opstandig nadat ik hem/haar gestraft heb * Dit kind is gekrenkt of jaloers als ik tijd met andere kinderen doorbreng * Dit kind blijft kwaad of wordt opstandig nadat ik hem/haar gestraft heb * Als dit kind zich misdraagt, reageert hij/zij goed op mijn blik of de toon *.001 die ik aansla. 20. Omgaan met dit kind vergt veel van mijn energie..79 * Ik heb al gemerkt dat dit kind mijn gedrag of de manier waarop ik dingen doe, overneemt. 22. Als dit kind slecht gehumeurd is, weet ik dat het een lange en moeilijke 1.33 *.001 dag wordt. 23. De gevoelens van dit kind tegenover mij kunnen onvoorspelbaar zijn of 1.72 *.000 plots omslaan. 24. Ondanks mijn uiterste inspanningen, voel ik mij ongemakkelijk bij de 1.37 *.001 manier waarop dit kind en ik met elkaar omgaan. 25. Dit kind zeurt of weent als hij/zij iets van mij wil * Dit kind gedraagt zich heimelijk en manipulatief tegenover mij * Dit kind spreekt vrijuit over zijn gevoelens en ervaringen met mij * Mijn omgang met dit kind geeft mij een gevoel van zelfzekerheid en -.53 *.016 doeltreffendheid. * p<.05 10

15 5. CONFIRMATORISCHE FACTORANALYSES VOOR DE NEDERLANDSE VERTALING Eén van de hoofdbedoelingen van dit (psychometrisch) onderzoek bestond erin de factorstructuur van de STRS te toetsen. Hierbij wilden we verder gaan dan het uitvoeren van een exploratorische factoranalyse, zoals gebeurd in eerdere onderzoeken van Pianta en collega s. Het was onze bedoeling de vooropgestelde factorenstructuur te toetsen via (het uitvoeren van) confirmatorische factoranalyses. Confirmatorische factoranalyses hebben - net als exploratorische factoranalyses als doel de covarianties tussen (vele) geobserveerde variabelen (de items) te verklaren door middel van een beperkter aantal onderliggende of latente variabelen. In tegenstelling tot EFA s bieden CFA s echter het voordeel dat (a) de passing of fit van het globale factoranalytische model kan worden berekend, (b) er kan vertrokken worden vanuit een apriori geformuleerd model waarbij niet alleen het aantal factoren of latente variabelen kan worden bepaald, maar ook het al dan niet bestaan van een associatie tussen (sommige van) die factoren, (c) de factorladingen (naar keuze) op nul kunnen worden gezet, en (d) de correlaties tussen meetfouten inherent aan geobserveerde variabelen, indien wenselijk, kunnen worden toegelaten. EFA daarentegen confounds the correlated measurement errors with the latent factors, potentially leading to ambiguous and misleading solutions (Bollen, 1989, p. 232). De factoranalytische modellen worden getoetst met LISREL 8.30 (Jöreskog, Sörbom, 1993), gebruik makend van de covariantiematrix, de asymptotische covariantiematrix en maximum likelihood schattingen. Aan de hand van de volgende fitmaten evalueerden we hoe goed een model bij de gegevens paste: χ², χ²/df, GFI, AGFI, RMSEA en NNFI. Wanneer de fit niet bevredigend was, modificeerden we het model. Aan de hand van de modificatie-indices (MIs) en gestandaardiseerde residuen gingen we na of we een beter fittend model konden vinden door het toevoegen van paden of het vrijlaten van foutencovarianties. Dit toevoegen van paden of vrijlaten van foutencovarianties deden we alleen als deze (a) een beter fit tot gevolg hadden en (b) substantief konden geïnterpreteerd worden. We gingen achtereenvolgens op drie wijzen te werk. Deze werkwijzen worden één na één besproken. In de eerste plaats gingen we na of de driefactorenstructuur zoals voorgesteld door Pianta en collega s, paste bij onze gegevens. Zoals zal worden uitgelegd in paragraaf 5.1 bleek dit niet het geval. Het bleek bovendien niet mogelijk om op zinvolle wijze modificaties door te voeren zodat wel een passend model werd bekomen. Daarom werd ervoor gekozen om een stap achteruit te zetten. Er werd eerst een exploratorische factoranalyse op de gegevens uitgevoerd, en de bekomen factorstructuur 11

16 werd vervolgens meer rigoureus getoetst aan de hand van een confirmatorische factoranalyse. De resultaten van deze tweede werkwijze staan beschreven in paragraaf 5.2. Tenslotte toetsten we een model waarvoor we aan de hand van de EFA slechts vier items per subschaal selecteerden en gingen we vervolgens na of dit model bij de gegevens paste. Dit deden we omdat het nuttig kan zijn over een verkorte versie te beschikken bij het aanwenden van de vragenlijst, om zo de leerkrachten die de vragenlijst voor elke leerling moesten invullen, werk te besparen. Gebruikte fitmaten Naast de χ²-statistiek gebruiken we als bijkomende fitmaten χ²/df, de Goodness of Fit index (GFI), de Adjusted Goodness of Fit index (AGFI), De Root-Mean-Square Error of Approximation (RMSEA) en de Non-Normed Fit Index (NNFI). Voor de beschrijving van deze fitmaten werd beroep gedaan op Verschueren (1996). De χ² goodness-of-fit statistiek geeft de discrepantie weer tussen de steekproefcovariantiematrix en de covariantiematrix die geïmpliceerd of voorspeld wordt door het vooropgestelde model (Jöreskog en Sörbom, 1993). Hoe groter de χ², hoe groter de discrepantie is en hoe slechter het model bij de data past. De χ² -statistiek wordt doorgaans gebruikt als een teststatistiek om voor de nulhypothese te toetsen of er een verschil is tussen de steekproef covariantiematrix en de voorspelde covariantiematrix (Loehlin, 1987; Jöreskog & Sörbom, 1993). Immers, als het vooropgestelde model waar is in de populatie en als aan de assumpties van de χ²-test wordt voldaan, dan heeft de χ²-statistiek een χ²-verdeling waarvan het aantal vrijheidsgraden gelijk is aan het aantal niet-redundante elementen in de (co)variantiematrix (k*k-1)/2 met k = aantal geobserveerde variabelen die geanalyseerd worden) min het aantal geschatte parameters in het model (Bollen, 1989). Als χ² groter is dan de kritische χ², dus als de geassocieerde p-waarde kleiner is dan.05, dan wordt de nulhypothese verworpen en wordt besloten dat het model niet bij de data past (Jöreskog et al. (1999) stelden voor om in het geval van scheve verdeling en kleine steekproeven de Satorra-Bentler χ² statistiek te gebruiken 1 ). Deze werkwijze is vrij streng, daarom gebruiken we χ² ook als descriptieve fitmaat. We berekenen χ²/df (df=aantal vrijheidsgraden). Als het model perfect bij de data past, dan is de ratio gelijk aan 1. Jöreskog lijkt een ratio van 2 als cut-off te nemen (Loehlin, 1987). dan 5.0 voor een aanvaardbare fit. Volgens Tanaka (1987) moet de χ²/df ratio kleiner zijn 1 Dat lukte niet voor het volledige driefactorenmodel. Lisrel 8.30 gaf hier aan dat de steekproef te klein was om asymptotische varianties en covarianties te berekenen. 12

17 De GFI en de AGFI zijn functies van χ² waarin de effecten van de steekproefgrootte gereduceerd worden (Bollen, 1989; Jöreskog en Sorböm, 1993). De GFI meet de relatieve hoeveelheid van de steekproef covarianties die voorspeld kan worden op basis van het model (Bollen, 1989). Ze geeft met andere woorden aan hoeveel beter het model fit in vergelijking met no model at all (Jöreskog en Sörbom, 1993, p. 122). Bij de AGFI wordt de GFI aangepast voor het aantal vrijheidsgraden (relatief aan het aantal variabelen). De Goodness-of-Fit indices variëren tussen 0 en 1. Hoe hoger ze zijn, des te beter de fit. Minimum waarden voor aanvaardbare fit of cut-offs worden in de literatuur niet gegeven (Loehlin, 1987). Algemeen wordt aangenomen dat een GFI van.95 en een AGFI van.90 of meer wijzen op een zeer goede fit. Van Aken (1990, vermeld in Verschueren, 1996) neemt.80 als benedengrens en dat zullen ook wij doen. We gaan ervan uit dat alle modellen slechts benaderingen zijn, en er geen perfect passend model mogelijk is. Daarom nemen we de RMSEA (Steiger, 1990) mee op. Als het model een goede benadering is, dan is de RMSEA klein. De gebruikelijke norm is dat de RMSEA kleiner moet zijn dan.05. Browne en Cudeck (1993) stellen voor dat waarden tot.08 aanvaardbare benaderingsfouten aangeven. Het is ook mogelijk een betrouwbaarheidsinterval te berekenen rond de RMSEA-score, waardoor getoetst kan worden of de RMSEA significant groter is dan de grens van.05. Deze toets heet de 'test for close fit'. De NNFI meet hoeveel beter het model fit vergeleken met een basislijnmodel, standaard het onafhankelijkheidsmodel (Jöreskog en Sörbom, 1993; Byrne, 1989). Vergeleken met de NFI compenseert de NNFI voor de complexiteit van het model: bij gelijke fit met de gegevens krijgt een ingewikkeld model een lagere fit-index dan een eenvoudig model (Hox, 1999). Cramer en Hartleib (2001) stellen dat een waarde van.90 minimaal is om te spreken van een goede fit. 5.1 Het driefactorenmodel volgens Pianta (2001) Het driefactorenmodel waar we van uitgaan en dat we zullen toetsen, wordt schematisch weergegeven in Figuur 1. Dit model gaat ervan uit dat (a) de antwoorden op de 28 items van de STRS verklaard kunnen worden door drie factoren: Conflict, Nabijheid en Afhankelijkheid; (b) elk STRS-item een lading heeft (die verschillend is van nul) op de factor die hij moet meten en een nul-lading heeft op alle andere factoren; (c) de drie STRS-factoren gecorreleerd zijn; en (d) de foutentermen of uniciteiten van de items ongecorreleerd zijn met elkaar. 13

18 item1 item2 item3 item4 item5 CONFLICT item6 item7 item8 item9 item10 item11 item12 item13 item14 item15 NABIJHEID item16 item17 item18 item19 item20 item21 item22 item23 item24 AFHAN KELIJK HEID item25 item26 item27 item28 Figuur 1 Het driefactorenmodel van de STRS 14

19 Tabel 8 geeft een aantal fitmaten voor het initiële driefactorenmodel (zie bijlage 3 voor de volledige lijst door Lisrel 8.30 gegeven). De fit voor het volledige model is uitermate slecht en het toelaten van foutencovarianties of het toevoegen van paden (op basis van de modificatie-indices) kunnen daar amper iets aan veranderen (zie bijlage 4 voor een aantal pogingen). Uiteindelijk bereiken we wel een fit die bijna aanvaardbaar is, maar daarvoor moeten we wel erg veel modificaties toepassen die inhoudelijk moeilijk interpreteerbaar zijn. We toetsten ook de drie unidimensionele modellen ( Conflict, Nabijheid en Afhankelijkheid ). Zelfs voor deze submodellen is de fit niet aanvaardbaar. Voor het submodel voor Afhankelijkheid bedraagt de GFI wel.97 maar de NNFI bedroeg slechts.74 en de RMSEA.111. Een volledige lijst van Fitmaten bevindt zich in bijlage 5. Een lijst met gestandaardiseerde factorladingen voor het volledige model bevindt zich in bijlage 6. Tabel 8 Enkele fit-statistieken voor het initiële driefactoren-model Modellen χ² (df) p χ²/df GFI AGFI RMSEA NNFI Initieel driefactorenmodel (347) Conflict (54) Nabijheid Afhankelijkheid (44) (5) Tweefactorenmodel op basis van exploratorische factoranalyse Omdat de fit van de driefactorenstructuur, zoals die volgens Pianta (2001) in de vragenlijst zit, bij de Nederlandse vertaling slecht is en niet onmiddellijk zinvol te verbeteren door het vrijlaten van foutencovarianties of het toevoegen van nieuwe paden, gingen we op zoek naar een alternatieve werkwijze. Bij deze tweede werkwijze starten we met een exploratorische factoranalyse (EFA), om op basis hiervan een nieuw model op te stellen en dat te toetsen met een CFA Exploratorische factoranalyse We voerden een Principale Componenten Analyse met VARIMAX rotatie uit op de STRSgegevens van de 199 kleuters. Op basis van de Scree-plot en de psychologische interpreteerbaarheid van de oplossing vonden we twee mogelijke factoroplossingen. Eentje met twee en eentje met drie factoren. Op basis van de samenstelling van de originele vragenlijst, leek de driefactorenoplossing het meest aangewezen. Zoals blijkt uit tabel 9, zijn er echter maar 2 items die het hoogst laden op factor 3 en geen crossladingen hebben. Deze twee items correleren onderling echter slechts.40. Hieruit concludeerden we dat de driefactorenoplossing niet houdbaar was. Uit 15

20 tabel 10 wordt duidelijk dat de tweefactorenoplossing minder interpretatieproblemen geeft. Deze twee factoren verklaarden 50% van de totale variantie. De oplossing werd bekomen na VARIMAX-rotatie. Tabel 9 Driefactorentructuur voor de gehele steekproef FACTOR1 FACTOR2 FACTOR3 ITEM1.79* ITEM *.00 ITEM3.70 * ITEM4.43 * ITEM5.73 * ITEM ITEM7.72 * ITEM * ITEM9.86 * ITEM * ITEM * -.01 ITEM12.58 * ITEM *.07 ITEM * ITEM15.76 * ITEM *.10 ITEM * ITEM *.13 ITEM *.54 * -.05 ITEM *.61 *.23 ITEM21.54 * ITEM *.16 ITEM *.69 *.11 ITEM *.47 *.24 ITEM *.55 * ITEM *.19 ITEM27.86 * ITEM28.80 * * Lading groter dan.40 Tabel 10 Tweefactorenstructuur voor de hele steekproef FACTOR1 FACTOR2 ITEM1.81 * -.39 ITEM * ITEM3.71 *.06 ITEM4.44 * -.10 ITEM5.74 * -.25 ITEM ITEM7.72 *.02 ITEM ITEM9.85 *.10 ITEM ITEM * ITEM12.59 * -.08 ITEM * ITEM * ITEM15.77 * -.18 ITEM * ITEM * ITEM * ITEM *.48 * ITEM *.63 * ITEM21.54 *.05 ITEM * ITEM *.68 * ITEM *.49 * ITEM * ITEM * ITEM27.85 *.01 ITEM28.81 * -.33 * Lading groter dan.40 16

21 Alle items uit de oorspronkelijke subschaal Nabijheid laden minstens.44 op de eerste factor. De items uit de subschaal Conflict laden minstens.48 op factor 2. We vinden beide subschalen dus terug in de bekomen tweefactorenstructuur. Wat de items uit de oorspronkelijke subschaal Afhankelijkheid betreft, zien we dat er drie op geen van de twee getrokken factoren laden. Items 14 en 17 laden respectievelijk.49 en.51 op de Conflict - factor. Dat de subschaal Afhankelijkheid niet terugkwam in de factoranalyse (het driefactorenmodel) is niet zo verwonderlijk aangezien deze slechts een Cronbach α- coëfficiënt had van.58, de item-totaalcorrelaties laag waren voor deze items (.03 tot.41) en de correlatie tussen de score voor deze subschaal en de totaalscore slechts -.42 bedroeg. Ook in de originele (Engelstalige) vragenlijst van Pianta was het opnemen van deze schaal betwistbaar, de interne consistentie was immers laag (α=.64), de item-totaalcorrelaties lagen laag voor deze items (.13 tot.39) en ook de correlatie van de subschaal met het totaal was laag (r=-.35). Voor de verdere modeltoets lieten we de items uit deze schaal dan ook vallen 2. (Ook de items 14 en 17 werden niet in de verdere analyses betrokken, dit omwille van de vergelijkbaarheid met de oorspronkelijke Engelstalige versie.) Toetsing van het nieuwe tweefactorenmodel Om het nieuwe model te definiëren nemen we alle items op die een unieke lading hebben op een factor. De groep items die een unieke lading heeft op factor 1 is de nieuwe Nabijheidsschaal en de groep die een unieke lading heeft op factor 2 is de nieuwe Conflictschaal. Als criterium gebruikten we een lading van minimaal.40 op de eigen factor en maximaal.30 op de andere. Vergeleken met de originele schaal laten we wegens crossladingen items 1 en 28 weg uit de Nabijheidsschaal en items 19, 20, 23, 24 en 25 uit de Conflictschaal. Voor een lijst met de overgebleven items, zie tabel 11. Figuur 2 geeft het nieuwe tweefactoren-model visueel weer. De overgebleven items voor de Conflictschaal waren items 2, 11, 13, 16, 18, 22 en 26. Voor de Nabijheidsschaal waren dat de items 3, 4, 5, 7, 9, 12, 15, 21 en 27. Zowel de nieuwe Conflict - als de Nabijheidsschaal vertoonden een hoge interne consistentie (respectievelijk α=.91 en.87, voor de totale schaal is α=.87). We toetsten de fit van het bekomen model met de data. In tabel 12 staan de scores op de beschreven fitmaten, de volledige lijst door LISREL 8.30 gegeven bevindt zich in bijlage 7. De 2 Het bleek daarenboven onmogelijk een model te toetsen waarbij er slechts twee items op de latente variabelen laden 17

22 fit-gegevens zijn beter dan bij het driefactorenmodel, maar voldoen nog niet aan de beoogde criteria. Daarom keken we naar de gestandaardiseerde residuen en de modificatie-indices om te zien of het vrijlaten van foutencovarianties of het toevoegen van extra paden de fit konden verbeteren. Uit tabel 13 blijkt dat we voor alle parameters de criterium-waarde bereiken wanneer we foutencovarianties toelaten tussen items 27 en 9 en tussen items 18 en 2. Het 90% betrouwbaarheidsinterval rond de RMSEA bevat immers de waarde.05 en de p-waarde voor de 'test of close fit' bedraagt.10. Hoewel het vrijlaten van extra foutencovarianties de fit nog meer doet stijgen (zie tabel 13), stijgt ook het gevaar voor kanskapitalisatie. De gestandaardiseerde factorladingen van het model met foutencovarianties tussen items 27 en 9 en tussen items 18 en 2 bevinden zich in tabel 14. De volledige lijst van fitmaten voor dit model bevindt zich in bijlage 8. De correlatie tussen de twee latente variabelen Conflict en Nabijheid in dit laatste model bedraagt -.23 (deze correlatie is net significant, p=.05). Het model waarvoor verondersteld wordt dat de latente variabelen ongecorreleerd zijn verschilt significant van dit tweefactorenmodel (χ²(1)=8.75, p<.01). We kunnen dus niet zeggen dat de twee latente variabelen onafhankelijk zijn. Tabel 11 Het tweefactorenmodel van de STRS # Item Nabijheidsschaal 3. Als dit kind verdrietig is, zoekt hij/zij troost bij mij. 4. Dit kind voelt zich ongemakkelijk bij mijn aanraking of fysieke affectie. 5. Dit kind waardeert de relatie met mij. 7. Als ik dit kind prijs, straalt hij/zij van trots. 9. Dit kind vertelt me spontaan dingen over zichzelf. 12. Dit kind probeert me te plezieren. 15. Ik voel gemakkelijk aan wat dit kind voelt. 21. Ik heb al gemerkt dat dit kind mijn gedrag of de manier waarop ik dingen doe, overneemt. 27. Dit kind spreekt vrijuit over zijn gevoelens en ervaringen met mij. Conflictschaal 2. Dit kind en ik lijken altijd te twisten met elkaar. 11. Dit kind wordt gemakkelijk kwaad op mij. 13. Dit kind vindt dat ik hem/haar oneerlijk behandel. 16. Dit kind ziet mij als iemand die straf en kritiek geeft. 18. Dit kind blijft kwaad of wordt opstandig nadat ik hem/haar gestraft heb. 22. Als dit kind slecht gehumeurd is, weet ik dat het een lange en moeilijke dag wordt. 26. Dit kind gedraagt zich heimelijk en manipulatief tegenover mij. 18

23 item 2 item 3 item 4 item 5 item 7 item 9 CONFLICT item 1 1 item 1 2 item 1 3 item 1 5 NABIJHEID item 1 6 item 1 8 item 2 1 item 2 2 item 2 6 item 2 7 Figuur 2 Het nieuwe tweefactorenmodel op basis van een EFA Tabel 12 Enkele fit-gegevens van het tweefactorenmodel Modellen χ² (df) p χ²/df GFI AGFI RMSEA NNFI Tweefactorenmodel (103) Conflict 32.69(14) Nabijheid 84.86(27)

24 Tabel 13 Enkele fitgegevens voor het tweefactorenmodel, waaruit items met crossladingen verwijderd zijn Modellen χ² (df) p χ²/df GFI AGFI RMSEA NNFI Tweefactoren model met foutencovarianties tussen: Items 27 en (102) en Items 18 en (101) (en Items 22 en (100) ) (en Items 13 en (99) ) Tabel 14 Gestandaardiseerde factorladingen van het tweefactorenmodel # Item Nabijheid Conflict R² 2. Dit kind en ik lijken altijd te twisten met elkaar Als dit kind verdrietig is, zoekt hij/zij troost bij mij Dit kind voelt zich ongemakkelijk bij mijn aanraking of fysieke affectie. 5. Dit kind waardeert de relatie met mij Als ik dit kind prijs, straalt hij/zij van trots Dit kind vertelt me spontaan dingen over zichzelf Dit kind wordt gemakkelijk kwaad op mij Dit kind probeert me te plezieren Dit kind vindt dat ik hem/haar oneerlijk behandel Ik voel gemakkelijk aan wat dit kind voelt Dit kind ziet mij als iemand die straf en kritiek geeft Dit kind blijft kwaad of wordt opstandig nadat ik hem/haar gestraft heb. 21. Ik heb al gemerkt dat dit kind mijn gedrag of de manier waarop ik dingen doe, overneemt. 22. Als dit kind slecht gehumeurd is, weet ik dat het een lange en moeilijke dag wordt. 26. Dit kind gedraagt zich heimelijk en manipulatief tegenover mij Dit kind spreekt vrijuit over zijn gevoelens en ervaringen met mij Tweefactorenmodel voor een verkorte versie van de STRS Zoals aangegeven door Pianta (1996), is de correlatie tussen de scores voor de Conflictschaal en de totaalscore van de STRS hoog genoeg (-.91) om indien nodig, alleen deze schaal te gebruiken als korte versie van de STRS. Op die manier vat men wel slechts één dimensie, namelijk die van conflict, of omgekeerd, de mate waarin de relatie in het algemeen vrij is van conflict. Wij wilden een verkorte versie opstellen van de STRS die nog wel zowel de Conflict - als de Nabijheid-dimensie bevat. Beide waren ook in de oorspronkelijke Engelstalige versie immers slechts matig gecorreleerd ( r =.45). We gebruikten hiervoor voor beide schalen de vier hoogst ladende items uit de EFA (tabel 10). Voor de Nabijheidsschaal waren dat de items 5, 9, 15 en 27 (item 1 was al afgevallen wegens een crosslading). De interne consistentie van deze schaal bedroeg.86. Voor de Conflictschaal waren de hoogst ladende items item 2, 11, 13 en 22. De interne consistentie bedroeg hier.87. Ook voor deze beperktere set van items werd de vooropgestelde tweefactorenstructuur getoetst via een CFA met LISREL Het getoetste model wordt grafisch weergegeven in figuur 3. De 20

Nederlandse vertaling van de Teacher- Rating-Scale-of-School-Adjustment (TRSSA)

Nederlandse vertaling van de Teacher- Rating-Scale-of-School-Adjustment (TRSSA) SiBO Schoolloopbanen in het BasisOnderwijs Dekenstraat 2 B 3000 Leuven Nederlandse vertaling van de Teacher- Rating-Scale-of-School-Adjustment (TRSSA) (Ladd, 1992) Toetsing van de factorstructuur en constructie

Nadere informatie

Bijlage 5: Kwantitatieve analyse

Bijlage 5: Kwantitatieve analyse Bijlage 5: Kwantitatieve analyse Deze bijlage bevat een beschrijving van de kwantitatieve analyse, zoals die is uitgevoerd op de 26 vragen in de vragenlijst. Analyses op het niveau van de (26) afzonderlijke

Nadere informatie

3.1 Itemanalyse De resultaten worden eerst op itemniveau bekeken. De volgende drie aspecten dienen bekeken te worden:

3.1 Itemanalyse De resultaten worden eerst op itemniveau bekeken. De volgende drie aspecten dienen bekeken te worden: Werkinstructie Psychometrische analyse Versie: 1.0 Datum: 01-04-2014 Code: WIS 04.02 Eigenaar: Eekholt 4 1112 XH Diemen Postbus 320 1110 AH Diemen www.zorginstituutnederland.nl T +31 (0)20 797 89 59 1

Nadere informatie

CHECKLIST KLASKLIMAAT

CHECKLIST KLASKLIMAAT CHECKLIST KLASKLIMAAT I. NAAM INSTRUMENT Checklist Klasklimaat II. EIGENSCHAPPEN VAN INSTRUMENT Aard van het instrument Doelgroep Observatieschaal Basisonderwijs (kleuter- en lager), secundair onderwijs

Nadere informatie

Vragen oefententamen Psychometrie

Vragen oefententamen Psychometrie Vragen oefententamen Psychometrie 1. Hoe wordt betrouwbaarheid in de klassieke testtheorie gedefinieerd? a) De variantie van de error scores gedeeld door die van de geobserveerde scores. b) De variantie

Nadere informatie

We berekenen nog de effectgrootte aan de hand van formule 4.2 en rapporteren:

We berekenen nog de effectgrootte aan de hand van formule 4.2 en rapporteren: INDUCTIEVE STATISTIEK VOOR DE GEDRAGSWETENSCHAPPEN OPLOSSINGEN BIJ HOOFDSTUK 4 1. Toets met behulp van SPSS de hypothese van Evelien in verband met de baardlengte van metalfans. Ga na of je dezelfde conclusies

Nadere informatie

9. Lineaire Regressie en Correlatie

9. Lineaire Regressie en Correlatie 9. Lineaire Regressie en Correlatie Lineaire verbanden In dit hoofdstuk worden methoden gepresenteerd waarmee je kwantitatieve respons variabelen (afhankelijk) en verklarende variabelen (onafhankelijk)

Nadere informatie

G0N11a Statistiek en data-analyse: project Eerste zittijd Modeloplossing

G0N11a Statistiek en data-analyse: project Eerste zittijd Modeloplossing G0N11a Statistiek en data-analyse: project Eerste zittijd 2007-2008 Modeloplossing Opmerking vooraf: Deze modeloplossing is een heel volledig antwoord op de gestelde vragen. Om de maximumscore op een vraag

Nadere informatie

11. Multipele Regressie en Correlatie

11. Multipele Regressie en Correlatie 11. Multipele Regressie en Correlatie Meervoudig regressie model Nu gaan we kijken naar een relatie tussen een responsvariabele en meerdere verklarende variabelen. Een bivariate regressielijn ziet er in

Nadere informatie

Evaluatie van het project Mantelluisteren academiejaar 2012-2013

Evaluatie van het project Mantelluisteren academiejaar 2012-2013 Evaluatie van het project Mantelluisteren academiejaar 212-21 In academiejaar 212-21 namen 5 mantelzorgers en 5 studenten 1 ste bachelor verpleegkunde (Howest, Brugge) deel aan het project Mantelluisten.

Nadere informatie

HOOFDSTUK VII REGRESSIE ANALYSE

HOOFDSTUK VII REGRESSIE ANALYSE HOOFDSTUK VII REGRESSIE ANALYSE 1 DOEL VAN REGRESSIE ANALYSE De relatie te bestuderen tussen een response variabele en een verzameling verklarende variabelen 1. LINEAIRE REGRESSIE Veronderstel dat gegevens

Nadere informatie

HOOFDSTUK 6: INTRODUCTIE IN STATISTISCHE GEVOLGTREKKINGEN

HOOFDSTUK 6: INTRODUCTIE IN STATISTISCHE GEVOLGTREKKINGEN HOOFDSTUK 6: INTRODUCTIE IN STATISTISCHE GEVOLGTREKKINGEN Inleiding Statistische gevolgtrekkingen (statistical inference) gaan over het trekken van conclusies over een populatie op basis van steekproefdata.

Nadere informatie

Twee cijferbladen over de evolutie van het buitengewoon lager onderwijs tot G. Van Landeghem & J. Van Damme

Twee cijferbladen over de evolutie van het buitengewoon lager onderwijs tot G. Van Landeghem & J. Van Damme Twee cijferbladen over de evolutie van het buitengewoon lager onderwijs tot 2009 G. Van Landeghem & J. Van Damme Twee cijferbladen over de evolutie van het buitengewoon T lager onderwijs tot 2009 Auteurs:

Nadere informatie

Populaties beschrijven met kansmodellen

Populaties beschrijven met kansmodellen Populaties beschrijven met kansmodellen Prof. dr. Herman Callaert Deze tekst probeert, met voorbeelden, inzicht te geven in de manier waarop je in de statistiek populaties bestudeert. Dat doe je met kansmodellen.

Nadere informatie

SCHOOLFEEDBACKRAPPORT ONDERZOEK WELBEVINDEN Bevraging van de leerlingen van het lager onderwijs

SCHOOLFEEDBACKRAPPORT ONDERZOEK WELBEVINDEN Bevraging van de leerlingen van het lager onderwijs SCHOOLFEEDBACKRAPPORT ONDERZOEK WELBEVINDEN Bevraging van de leerlingen van het lager onderwijs Aan de directeur, de leerkrachten en de leerlingen van het vierde, vijfde en zesde leerjaar van school 1

Nadere informatie

Enkelvoudige ANOVA Onderzoeksvraag Voorwaarden

Enkelvoudige ANOVA Onderzoeksvraag Voorwaarden Er is onderzoek gedaan naar rouw na het overlijden van een huisdier (contactpersoon: Karolijne van der Houwen (Klinische Psychologie)). Mensen konden op internet een vragenlijst invullen. Daarin werd gevraagd

Nadere informatie

Werkbelevingsonderzoek 2013

Werkbelevingsonderzoek 2013 Werkbelevingsonderzoek 2013 voorbeeldrapport Den Haag, 17 september 2014 Ipso Facto beleidsonderzoek Raamweg 21, Postbus 82042, 2508EA Den Haag. Telefoon 070-3260456. Reg.K.v.K. Den Haag: 546.221.31. BTW-nummer:

Nadere informatie

Hoofdstuk 10: Regressie

Hoofdstuk 10: Regressie Hoofdstuk 10: Regressie Inleiding In dit deel zal uitgelegd worden hoe we statistische berekeningen kunnen maken als sprake is van één kwantitatieve responsvariabele en één kwantitatieve verklarende variabele.

Nadere informatie

EMPO voor Ouders en Jongeren versie 2.0

EMPO voor Ouders en Jongeren versie 2.0 EMPO voor Ouders en Jongeren versie 2.0 2011 Praktikon BV Nijmegen: Harm Damen 1. Wat is de EMPO? De EMPO 2.0 is een lijst voor zelfevaluatie om de empowerment bij ouders (EMPO Ouders 2.0) en jongeren

Nadere informatie

Item-responstheorie (IRT)

Item-responstheorie (IRT) Item-responstheorie (IRT) niet direct voor een dubbeltje, maar wel erg cool op het podium Ruth van Nispen 1 Caroline Terwee 2 1 Afdeling Oogheelkunde 2 Afdeling Epidemiologie en Biostatistiek VU medisch

Nadere informatie

Hoofdstuk 12: Eenweg ANOVA

Hoofdstuk 12: Eenweg ANOVA Hoofdstuk 12: Eenweg ANOVA 12.1 Eenweg analyse van variantie Eenweg en tweeweg ANOVA Wanneer we verschillende populaties of behandelingen met elkaar vergelijken, dan zal er binnen de data altijd sprake

Nadere informatie

DE KRACHT VAN LEERKRACHTEN

DE KRACHT VAN LEERKRACHTEN DE KRACHT VAN LEERKRACHTEN DE ROL VAN NABIJHEID EN CONFLICT IN HET SECUNDAIR ONDERWIJS Dr. Maaike Engels Rijksuniversiteit Groningen, afdeling Sociologie Interuniversity Center for Social Science Theory

Nadere informatie

Hoofdstuk 3 Statistiek: het toetsen

Hoofdstuk 3 Statistiek: het toetsen Hoofdstuk 3 Statistiek: het toetsen 3.1 Schatten: Er moet een verbinding worden gelegd tussen de steekproefgrootheden en populatieparameters, willen we op basis van de een iets kunnen zeggen over de ander.

Nadere informatie

Examen Statistische Modellen en Data-analyse. Derde Bachelor Wiskunde. 14 januari 2008

Examen Statistische Modellen en Data-analyse. Derde Bachelor Wiskunde. 14 januari 2008 Examen Statistische Modellen en Data-analyse Derde Bachelor Wiskunde 14 januari 2008 Vraag 1 1. Stel dat ɛ N 3 (0, σ 2 I 3 ) en dat Y 0 N(0, σ 2 0) onafhankelijk is van ɛ = (ɛ 1, ɛ 2, ɛ 3 ). Definieer

Nadere informatie

Hoofdstuk 3. Het onderzoek van dyslectische leerlingen

Hoofdstuk 3. Het onderzoek van dyslectische leerlingen Hoofdstuk 3. Het onderzoek van dyslectische leerlingen Inleiding In de voorgaande twee hoofdstukken hebben wij de nieuwe woordleestoetsen en van Kleijnen e.a. kritisch onder de loep genomen. Uit ons onderzoek

Nadere informatie

Kwantitatieve modellen. Harry B.G. Ganzeboom 18 april 2016 College 1: Meetkwaliteit

Kwantitatieve modellen. Harry B.G. Ganzeboom 18 april 2016 College 1: Meetkwaliteit Kwantitatieve modellen voor BCO PMC Harry B.G. Ganzeboom 18 april 2016 College 1: Meetkwaliteit Drie colleges Validiteits- en betrouwbaarheidsanalyse Causale analyse met confounding en mediatie Causale

Nadere informatie

Statistiek in de alfa en gamma studies. Aansluiting wiskunde VWO-WO 16 april 2018

Statistiek in de alfa en gamma studies. Aansluiting wiskunde VWO-WO 16 april 2018 Statistiek in de alfa en gamma studies Aansluiting wiskunde VWO-WO 16 april 2018 Wie ben ik? Marieke Westeneng Docent bij afdeling Methoden en Statistiek Faculteit Sociale Wetenschappen Universiteit Utrecht

Nadere informatie

Beschrijving van de gegevens: hoeveel scholen en hoeveel leerlingen deden mee?

Beschrijving van de gegevens: hoeveel scholen en hoeveel leerlingen deden mee? Technische rapportage Leesmotivatie scholen van schoolbestuur Surplus Noord-Holland Afstudeerkring Begrijpend lezen 2011-2012, Inholland, Pabo-Alkmaar Marianne Boogaard en Yvonne van Rijk (Lectoraat Ontwikkelingsgericht

Nadere informatie

Hoofdstuk 7: Statistische gevolgtrekkingen voor distributies

Hoofdstuk 7: Statistische gevolgtrekkingen voor distributies Hoofdstuk 7: Statistische gevolgtrekkingen voor distributies 7.1 Het gemiddelde van een populatie Standaarddeviatie van de populatie en de steekproef In het vorige deel is bij de significantietoets uitgegaan

Nadere informatie

3 Werkwijze Voordat een CQI meetinstrument mag worden ingezet voor reguliere metingen moet het meetinstrument in twee fases getest worden.

3 Werkwijze Voordat een CQI meetinstrument mag worden ingezet voor reguliere metingen moet het meetinstrument in twee fases getest worden. Procedure Psychometrische en discriminerend vermogen testfase Versie: 1.0 Datum: 01-04-2014 Code: PRO 04 Eigenaar: 1 Inleiding De richtlijnen en aanbevelingen voor de test naar de psychometrische en onderscheidende

Nadere informatie

Value added of primary schools with high proportions of minority students: A longitudinal study. J.P. Verhaeghe, J. Van Damme & H.

Value added of primary schools with high proportions of minority students: A longitudinal study. J.P. Verhaeghe, J. Van Damme & H. Value added of primary schools with high proportions of minority students: A longitudinal study J.P. Verhaeghe, J. Van Damme & H. Knipprath T Value added of primary schools with high proportions of minority

Nadere informatie

Aanpassingen takenboek! Statistische toetsen. Deze persoon in een verdeling. Iedereen in een verdeling

Aanpassingen takenboek! Statistische toetsen. Deze persoon in een verdeling. Iedereen in een verdeling Kwantitatieve Data Analyse (KDA) Onderzoekspracticum Sessie 2 11 Aanpassingen takenboek! Check studienet om eventuele verbeteringen te downloaden! Huidige versie takenboek: 09 Gjalt-Jorn Peters gjp@ou.nl

Nadere informatie

Voorbeeldtentamen Statistiek voor Psychologie

Voorbeeldtentamen Statistiek voor Psychologie Voorbeeldtentamen Statistiek voor Psychologie 1) Vul de volgende uitspraak aan, zodat er een juiste bewering ontstaat: De verdeling van een variabele geeft een opsomming van de categorieën en geeft daarbij

Nadere informatie

Statistiek II. 1. Eenvoudig toetsen. Onderdeel toetsen binnen de cursus: Toetsen en schatten ivm één statistiek of steekproef

Statistiek II. 1. Eenvoudig toetsen. Onderdeel toetsen binnen de cursus: Toetsen en schatten ivm één statistiek of steekproef Statistiek II Onderdeel toetsen binnen de cursus: 1. Eenvoudig toetsen Toetsen en schatten ivm één statistiek of steekproef Via de z-verdeling, als µ onderzocht wordt en gekend is: Via de t-verdeling,

Nadere informatie

Hoofdstuk 5 Een populatie: parametrische toetsen

Hoofdstuk 5 Een populatie: parametrische toetsen Hoofdstuk 5 Een populatie: parametrische toetsen 5.1 Gemiddelde, variantie, standaardafwijking: De variantie is als het ware de gemiddelde gekwadrateerde afwijking van het gemiddelde. Hoe groter de variantie

Nadere informatie

6 De relatie tussen de intentie tot exploratie, binding en delinquent gedrag

6 De relatie tussen de intentie tot exploratie, binding en delinquent gedrag 6 De relatie tussen de intentie tot exploratie, binding en delinquent gedrag 6.1 Inleiding Is de toe- en afname van het aantal jongeren met delinquent gedrag in de adolescentie een gevolg van de intentie

Nadere informatie

Psychometrie werkgroep: De antwoorden

Psychometrie werkgroep: De antwoorden Psychometrie werkgroep: De antwoorden Week 1: Schaling en Normering Opdracht 1. a) Psychometrie is de studie naar procedures die gebruikt worden om items van testen te schatten en te evalueren. Gedrag

Nadere informatie

Gegevensverwerving en verwerking

Gegevensverwerving en verwerking Gegevensverwerving en verwerking Staalname - aantal stalen/replicaten - grootte staal - apparatuur Experimentele setup Bibliotheek Statistiek - beschrijvend - variantie-analyse - correlatie - regressie

Nadere informatie

Samenvatting (in Dutch)

Samenvatting (in Dutch) Samenvatting (in Dutch) Geordende latente klassen modellen voor nonparametrische itemresponstheorie Een geordend latente klassen model kan als een nonparametrisch itemresponstheorie model beschouwd worden.

Nadere informatie

Vandaag. Onderzoeksmethoden: Statistiek 3. Recap 2. Recap 1. Recap Centrale limietstelling T-verdeling Toetsen van hypotheses

Vandaag. Onderzoeksmethoden: Statistiek 3. Recap 2. Recap 1. Recap Centrale limietstelling T-verdeling Toetsen van hypotheses Vandaag Onderzoeksmethoden: Statistiek 3 Peter de Waal (gebaseerd op slides Peter de Waal, Marjan van den Akker) Departement Informatica Beta-faculteit, Universiteit Utrecht Recap Centrale limietstelling

Nadere informatie

ASOS - ADULT STYLE OBSERVATION SCHEDULE

ASOS - ADULT STYLE OBSERVATION SCHEDULE ASOS - ADULT STYLE OBSERVATION SCHEDULE I. NAAM INSTRUMENT ASOS - Adult Style Obsersation Schedule Begeleiderstijl / leerkrachtstijl II. EIGENSCHAPPEN VAN INSTRUMENT Aard van het instrument Doelgroep Observatieschaal

Nadere informatie

hoofdstuk 3 Hoofdstuk 4 Hoofdstuk 5

hoofdstuk 3 Hoofdstuk 4 Hoofdstuk 5 SAMENVATTING 117 Pas kortgeleden is aangetoond dat ADHD niet uitdooft, maar ook bij ouderen voorkomt en nadelige gevolgen kan hebben voor de patiënt en zijn omgeving. Er is echter weinig bekend over de

Nadere informatie

DE ROL VAN DE EERDERE SCHOOL- LOOPBAAN BIJ DE OVERGANG NAAR HET SECUNDAIR ONDERWIJS

DE ROL VAN DE EERDERE SCHOOL- LOOPBAAN BIJ DE OVERGANG NAAR HET SECUNDAIR ONDERWIJS DE ROL VAN DE EERDERE SCHOOL- LOOPBAAN BIJ DE OVERGANG NAAR HET SECUNDAIR ONDERWIJS Dockx J., De Fraine B., & Stevens E. DE ROL VAN DE EERDERE SCHOOL- LOOPBAAN BIJ DE OVERGANG NAAR HET SECUNDAIR ONDERWIJS

Nadere informatie

Meervoudige ANOVA Onderzoeksvraag Voorwaarden

Meervoudige ANOVA Onderzoeksvraag Voorwaarden Er is onderzoek gedaan naar rouw na het overlijden van een huisdier (contactpersoon: Karolijne van der Houwen (Klinische Psychologie)). Mensen konden op internet een vragenlijst invullen. Daarin werd gevraagd

Nadere informatie

Nationaal geluksonderzoek. Deel 3: opvoeding en onderwijs

Nationaal geluksonderzoek. Deel 3: opvoeding en onderwijs Nationaal geluksonderzoek. Deel 3: opvoeding en onderwijs TECHNISCH RAPPORT 30 augustus 2018 Dit document is een technisch rapport van het onderzoek naar het verband tussen kenmerken van de jeugdjaren

Nadere informatie

nederlandse samenvatting Dutch summary

nederlandse samenvatting Dutch summary Dutch summary 211 dutch summary De onderzoeken beschreven in dit proefschrift zijn onderdeel van een grootschalig onderzoek naar individuele verschillen in algemene cognitieve vaardigheden. Algemene cognitieve

Nadere informatie

8. Analyseren van samenhang tussen categorische variabelen

8. Analyseren van samenhang tussen categorische variabelen 8. Analyseren van samenhang tussen categorische variabelen Er bestaat een samenhang tussen twee variabelen als de verdeling van de respons (afhankelijke) variabele verandert op het moment dat de waarde

Nadere informatie

1. Gegeven zijn de itemsores van 8 personen op een test van 3 items

1. Gegeven zijn de itemsores van 8 personen op een test van 3 items 1. Gegeven zijn de itemsores van 8 personen op een test van 3 items item Persoon 1 2 3 1 1 0 0 2 1 1 0 3 1 0 0 4 0 1 1 5 1 0 1 6 1 1 1 7 0 0 0 8 1 1 0 Er geldt: (a) de p-waarden van item 1 en item 2 zijn

Nadere informatie

Klasbetrokkenheid bij jongens en meisjes bij de start van het secundair onderwijs: de cruciale rol van leerkrachtstijl

Klasbetrokkenheid bij jongens en meisjes bij de start van het secundair onderwijs: de cruciale rol van leerkrachtstijl Klas bij jongens en meisjes bij de start van het secundair onderwijs: de cruciale rol van leerkrachtstijl Sofie Lietaert Debora Roorda Bieke De Fraine Karine Verschueren Ferre Laevers Centrum voor Onderwijseffectiviteit

Nadere informatie

Leeswijzer rapporten

Leeswijzer rapporten Leeswijzer rapporten Naar aanleiding van de lokale verkiezingen legt ACV Openbare Diensten de noden van het personeel van de gemeenten, OCMW s, provincies en intercommunales op tafel. We brengen de arbeidstevredenheid

Nadere informatie

DATA-ANALYSEPLAN (20/6/2005)

DATA-ANALYSEPLAN (20/6/2005) DATA-ANALYSEPLAN (20/6/2005) Inleiding De manier waarop data georganiseerd, gecodeerd en gescoord (getallen toekennen aan observaties) worden en welke technieken daarvoor nodig zijn, dient in het ideale

Nadere informatie

Rapportage sociaal-emotionele ontwikkeling Playing for Success

Rapportage sociaal-emotionele ontwikkeling Playing for Success Rapportage sociaal-emotionele ontwikkeling Playing for Success Leercentrum Nijmegen Oberon, november 2012 1 Inleiding Playing for Success heeft, naast het verhogen van de taal- en rekenprestaties van de

Nadere informatie

Pijn-Coping-Inventarisatielijst (PCI) Kraaimaat, Bakker & Evers (1997)

Pijn-Coping-Inventarisatielijst (PCI) Kraaimaat, Bakker & Evers (1997) Pijn-Coping-Inventarisatielijst (PCI) Kraaimaat, Bakker & Evers (1997) Achtergrond In de literatuur over (chronische)pijn wordt veel aandacht besteed aan de invloed van pijncoping strategieën op pijn.

Nadere informatie

1. Reductie van error variantie en dus verhogen van power op F-test

1. Reductie van error variantie en dus verhogen van power op F-test Werkboek 2013-2014 ANCOVA Covariantie analyse bestaat uit regressieanalyse en variantieanalyse. Er wordt een afhankelijke variabele (intervalniveau) voorspeld uit meerdere onafhankelijke variabelen. De

Nadere informatie

Antwoorden bij Testtheorie. Inleiding in de theorie van de psychologische test en zijn toepassingen, door P. J. D. Drenth en K.

Antwoorden bij Testtheorie. Inleiding in de theorie van de psychologische test en zijn toepassingen, door P. J. D. Drenth en K. Antwoorden bij Testtheorie. Inleiding in de theorie van de psychologische test en zijn toepassingen, door P. J. D. Drenth en K. Sijtsma Opmerking vooraf: Enkele docenten hebben ons laten weten dat zij

Nadere informatie

Zowel correlatie als regressie meten statistische samenhang Correlatie: geen oorzakelijk verband verondersteld: X Y

Zowel correlatie als regressie meten statistische samenhang Correlatie: geen oorzakelijk verband verondersteld: X Y 1 Regressie analyse Zowel correlatie als regressie meten statistische samenhang Correlatie: geen oorzakelijk verband verondersteld: X Y Regressie: wel een oorzakelijk verband verondersteld: X Y Voorbeeld

Nadere informatie

Kansrekening en Statistiek

Kansrekening en Statistiek Kansrekening en Statistiek College 14 Donderdag 28 Oktober 1 / 37 2 Statistiek Indeling: Hypothese toetsen Schatten 2 / 37 Vragen 61 Amerikanen werd gevraagd hoeveel % van de tijd zij liegen. Het gevonden

Nadere informatie

College 3 Meervoudige Lineaire Regressie

College 3 Meervoudige Lineaire Regressie College 3 Meervoudige Lineaire Regressie - Leary: Hoofdstuk 8 p. 165-169 - MM&C: Hoofdstuk 11 - Aanvullende tekst 3 (alinea 2) Jolien Pas ECO 2012-2013 'Computerprogramma voorspelt Top 40-hits Bron: http://www.nu.nl/internet/2696133/computerprogramma-voorspelt-top-40-hits.html

Nadere informatie

ANALYSE PATIËNTERVARINGEN ELZ HAAKSBERGEN

ANALYSE PATIËNTERVARINGEN ELZ HAAKSBERGEN ANALYSE PATIËNTERVARINGEN ELZ HAAKSBERGEN Dr. C.P. van Linschoten Drs. P. Moorer Definitieve versie 27 oktober 2014 ARGO BV Inhoudsopgave 1. INLEIDING EN VRAAGSTELLING... 3 1.1 Inleiding... 3 1.2 Vraagstelling...

Nadere informatie

HOOFDSTUK 7: STATISTISCHE GEVOLGTREKKINGEN VOOR DISTRIBUTIES

HOOFDSTUK 7: STATISTISCHE GEVOLGTREKKINGEN VOOR DISTRIBUTIES HOOFDSTUK 7: STATISTISCHE GEVOLGTREKKINGEN VOOR DISTRIBUTIES 7.1 Het gemiddelde van een populatie Standaarddeviatie van de populatie en de steekproef In het vorige deel is bij de significantietoets uitgegaan

Nadere informatie

BIJLAGE 8: QUALIDEM. Inleiding. Het instrument heeft een eerste toetsing bij 240 mensen met lichte tot zeer ernstige dementie ondergaan.

BIJLAGE 8: QUALIDEM. Inleiding. Het instrument heeft een eerste toetsing bij 240 mensen met lichte tot zeer ernstige dementie ondergaan. IJLGE 8: QULIDEM Inleiding et instrument heeft een eerste toetsing bij 4 mensen met lichte tot zeer ernstige dementie ondergaan. Daarmee is een eerste versie van een bruikbaar instrument ontwikkeld. et

Nadere informatie

Jaar 3: Deelrapportage 4. Werkbevlogenheid docenten Montaigne Lyceum, mei 2010

Jaar 3: Deelrapportage 4. Werkbevlogenheid docenten Montaigne Lyceum, mei 2010 Programmalijn: Expeditie Durven, Delen, Doen: Onderwijs is populair, personeel is trots Jaar 3: Deelrapportage 4 Onderwijsontwikkeling Montaigne Lyceum Werkbevlogenheid docenten Montaigne Lyceum, mei 2010

Nadere informatie

Wetenschappelijk Instituut Volksgezondheid. Verwerking van gecensureerde waarden

Wetenschappelijk Instituut Volksgezondheid. Verwerking van gecensureerde waarden Wetenschappelijk Instituut Volksgezondheid Dienst Kwaliteit van medische laboratoria Verwerking van gecensureerde waarden 1 ste versie Pr. Albert (februari 2002) 2 de versie Aangepast door WIV (toepassingsdatum:

Nadere informatie

TECHNISCHE UNIVERSITEIT EINDHOVEN Faculteit Wiskunde en Informatica. Tentamen Statistiek 2 voor TeMa (2S195) op dinsdag , uur.

TECHNISCHE UNIVERSITEIT EINDHOVEN Faculteit Wiskunde en Informatica. Tentamen Statistiek 2 voor TeMa (2S195) op dinsdag , uur. TECHNISCHE UNIVERSITEIT EINDHOVEN Faculteit Wiskunde en Informatica Tentamen Statistiek voor TeMa (S95) op dinsdag 3-03-00, 9- uur. Bij het tentamen mag gebruik worden gemaakt van een zakrekenmachine en

Nadere informatie

Hoofdstuk 8 Het toetsen van nonparametrische variabelen

Hoofdstuk 8 Het toetsen van nonparametrische variabelen Hoofdstuk 8 Het toetsen van nonparametrische variabelen 8.1 Non-parametrische toetsen: deze toetsen zijn toetsen waarbij de aannamen van normaliteit en intervalniveau niet nodig zijn. De aannamen zijn

Nadere informatie

het laagste niveau van psychologisch functioneren direct voordat de eerste bestraling begint. Zowel angstgevoelens als depressieve symptomen en

het laagste niveau van psychologisch functioneren direct voordat de eerste bestraling begint. Zowel angstgevoelens als depressieve symptomen en Samenvatting In de laatste 20 jaar is er veel onderzoek gedaan naar de psychosociale gevolgen van kanker. Een goede zaak want aandacht voor kanker, een ziekte waar iedereen in zijn of haar leven wel eens

Nadere informatie

Kansrekening en Statistiek

Kansrekening en Statistiek Kansrekening en Statistiek College 11 Dinsdag 25 Oktober 1 / 27 2 Statistiek Vandaag: Hypothese toetsen Schatten 2 / 27 Schatten 3 / 27 Vragen: liegen 61 Amerikanen werd gevraagd hoeveel % van de tijd

Nadere informatie

Samenvatting Nederlands

Samenvatting Nederlands Samenvatting Nederlands 178 Samenvatting Mis het niet! Incomplete data kan waardevolle informatie bevatten In epidemiologisch onderzoek wordt veel gebruik gemaakt van vragenlijsten om data te verzamelen.

Nadere informatie

Klantonderzoek: statistiek!

Klantonderzoek: statistiek! Klantonderzoek: statistiek! Statistiek bij klantonderzoek Om de resultaten van klantonderzoek juist te interpreteren is het belangrijk de juiste analyses uit te voeren. Vaak worden de mogelijkheden van

Nadere informatie

Standaardisatie en z-scores

Standaardisatie en z-scores Prof. dr. Herman Callaert Inhoudstafel 1 Standaardisatie bij concreet cijfermateriaal... 1 1.1 Een eerste voorbeeld: de punten van Pol... 1 1.1.1 De ruwe score... 1 1.1.2 Vergelijken met het klasgemiddelde...

Nadere informatie

Rapport voor deelnemers M²P burgerpanel

Rapport voor deelnemers M²P burgerpanel Rapport voor deelnemers M²P burgerpanel Weergaven van publieke opinie in het nieuws en hun invloed op het publiek Dit rapport beschrijft de resultaten van een onderzoek over weergaven van publieke opinie

Nadere informatie

General Personality Disorder. A study into the Core Components of Personality Pathology J.G. Berghuis

General Personality Disorder. A study into the Core Components of Personality Pathology J.G. Berghuis General Personality Disorder. A study into the Core Components of Personality Pathology J.G. Berghuis SAMENVATTING General Personality Disorder H. Berghuis Hoofdstuk 1 is de inleiding van dit proefschrift.

Nadere informatie

Examen Data Analyse II - Deel 2

Examen Data Analyse II - Deel 2 Examen Data Analyse II - Deel 2 Tweede Bachelor Biomedische Wetenschappen 10 januari 2011 Naam....................................... 1. De systolische bloeddruk (in mmhg) van 21 mannen is weergegeven

Nadere informatie

Jantine Spilt, Conferentie SBOwerkverband 2012

Jantine Spilt, Conferentie SBOwerkverband 2012 Jantine Spilt, Conferentie SBOwerkverband 2012 Gedragsproblemen in context Gedragsproblemen in context Gedragsproblemen in context Gedragsproblemen in context PROBLEEM Probleemgedrag 5 Faculteit der Psychologie

Nadere informatie

Met testscores bepalen we de kwaliteit van bepaalde items. De eisen voor kwaliteit zijn van groot belang voor psychologische testen.

Met testscores bepalen we de kwaliteit van bepaalde items. De eisen voor kwaliteit zijn van groot belang voor psychologische testen. Psychometrie: College 1: Schaling en Normering 04-09-2012 Kees van Putten Psychometrie: In de psychometrie bestudeert met de testscore. Hierbij gaat men van kwalitatief materiaal (antwoorden op testitems)

Nadere informatie

Samenvatting (Summary in Dutch) Het Belang van Leeftijdsgenoten: Sociale Problemen in de Kleuterklas en de Ontwikkeling van Psychische Problemen

Samenvatting (Summary in Dutch) Het Belang van Leeftijdsgenoten: Sociale Problemen in de Kleuterklas en de Ontwikkeling van Psychische Problemen (Summary in Dutch) Het Belang van Leeftijdsgenoten: Sociale Problemen in de Kleuterklas en de Ontwikkeling van Psychische Problemen 141 Als kinderen psychische problemen ontwikkelen zoals gedragsproblemen

Nadere informatie

INDUCTIEVE STATISTIEK VOOR DE GEDRAGSWETENSCHAPPEN OPLOSSINGEN BIJ HOOFDSTUK 5

INDUCTIEVE STATISTIEK VOOR DE GEDRAGSWETENSCHAPPEN OPLOSSINGEN BIJ HOOFDSTUK 5 INDUCTIEVE STATISTIEK VOOR DE GEDRAGSWETENSCHAPPEN OPLOSSINGEN BIJ HOOFDSTUK 5 1. De onderzoekers van een preventiedienst vermoeden dat werknemers in een bedrijf zonder liften fitter zijn dan werknemers

Nadere informatie

1 Basisbegrippen, W / O voor waar/onwaar

1 Basisbegrippen, W / O voor waar/onwaar Naam - Toetsende Statistiek Rijksuniversiteit Groningen Lente Docent: John Nerbonne Tentamen di. 22 juni om 14 uur tentamenhal Belangrijke instructies 1. Schrijf uw naam & studentnummer hierboven, schrijf

Nadere informatie

Hoofdstuk 8: Multipele regressie Vragen

Hoofdstuk 8: Multipele regressie Vragen Hoofdstuk 8: Multipele regressie Vragen 1. Wat is het verschil tussen de pearson correlatie en de multipele correlatie R? 2. Voor twee modellen berekenen we de adjusted R2 : Model 1 heeft een adjusted

Nadere informatie

Betrouwbaarheid en Validiteit van de Nederlandse vertaling van de Work Design Questionnaire. Marjan Gorgievski 1. Patty Peeters.

Betrouwbaarheid en Validiteit van de Nederlandse vertaling van de Work Design Questionnaire. Marjan Gorgievski 1. Patty Peeters. Nederlandse vertaling van de WDQ 1 Betrouwbaarheid en Validiteit van de Nederlandse vertaling van de Work Design Questionnaire Marjan Gorgievski 1 Patty Peeters Eric Rietzschel Tanja Bipp 1 Gegevens auteurs

Nadere informatie

Bestaat er een betekenisvol verband tussen het geslacht en het voorkomen van dyslexie? Gebruik de Chi-kwadraattoets voor kruistabellen.

Bestaat er een betekenisvol verband tussen het geslacht en het voorkomen van dyslexie? Gebruik de Chi-kwadraattoets voor kruistabellen. Oplossingen hoofdstuk IX 1. Bestaat er een verband tussen het geslacht en het voorkomen van dyslexie? Uit een aselecte steekproef van 00 leerlingen (waarvan 50% jongens en 50% meisjes) uit het basisonderwijs

Nadere informatie

c Voorbeeldvragen, Methoden & Technieken, Universiteit Leiden TS: versie 1 1 van 6

c Voorbeeldvragen, Methoden & Technieken, Universiteit Leiden TS: versie 1 1 van 6 c Voorbeeldvragen, Methoden & Technieken, Universiteit Leiden TS: versie 1 1 van 6 1. Iemand kiest geblinddoekt 4 paaseitjes uit een mand met oneindig veel paaseitjes. De helft is melkchocolade, de andere

Nadere informatie

Cultuursurvey. Betrouwbaarheidsonderzoek voor Stichting LeerKRACHT. Maaike Ketelaars Ton Klein

Cultuursurvey. Betrouwbaarheidsonderzoek voor Stichting LeerKRACHT. Maaike Ketelaars Ton Klein Cultuursurvey Betrouwbaarheidsonderzoek voor Stichting LeerKRACHT Maaike Ketelaars Ton Klein Inhoudsopgave 1 Inleiding... 5 2 Eerste voorstel voor de aanpassing van de vragenlijst... 7 2.1 Oorspronkelijke

Nadere informatie

College 2 Enkelvoudige Lineaire Regressie

College 2 Enkelvoudige Lineaire Regressie College Enkelvoudige Lineaire Regressie - Leary: Hoofdstuk 7 tot p. 170 (Advanced Correlational Strategies) - MM&C: Hoofdstuk 10 (Inference for Regression) - Aanvullende tekst 3 Jolien Pas ECO 011-01 Correlatie:

Nadere informatie

Het LOVS rekenen-wiskunde van het Cito

Het LOVS rekenen-wiskunde van het Cito cursusboek2009.book Page 131 Thursday, March 30, 2017 3:23 PM Het LOVS rekenen-wiskunde van het Cito - de invloed van contexten in groep 3, 4 en 5 - Universiteit Leiden / Cito Arnhem 1 inleiding en methode

Nadere informatie

Informatiebrochure gebruik van de Flexibiliteits Index Test (FIT-60)

Informatiebrochure gebruik van de Flexibiliteits Index Test (FIT-60) Informatiebrochure gebruik van de Flexibiliteits Index Test (FIT-60) Auteurs: T. Batink, G. Jansen & H.R.A. De Mey. 1. Introductie De Flexibiliteits Index Test (FIT-60) is een zelfrapportage-vragenlijst

Nadere informatie

Het empathiequotiënt (eq)

Het empathiequotiënt (eq) Het empathiequotiënt (eq) Het empathiequotiënt (EQ) versie voor volwassenen Hoe moet deze vragenlijst ingevuld worden? In deze vragenlijst staan een aantal stellingen opgesomd. Lees elke stelling aandachtig

Nadere informatie

Analyse van de cursus De Kunst van het Zorgen en Loslaten. G.E. Wessels

Analyse van de cursus De Kunst van het Zorgen en Loslaten. G.E. Wessels Analyse van de cursus De Kunst van het Zorgen en Loslaten G.E. Wessels Datum: 16 augustus 2013 In opdracht van: Stichting Informele Zorg Twente 1. Inleiding Het belang van mantelzorg wordt in Nederland

Nadere informatie

Operationaliseren van variabelen (abstracte begrippen)

Operationaliseren van variabelen (abstracte begrippen) Operationaliseren van variabelen (abstracte begrippen) Tabel 1, schematisch overzicht van abstracte begrippen, variabelen, dimensies, indicatoren en items. (Voorbeeld is ontleend aan de masterscriptie

Nadere informatie

Jongeren en Gezondheid 2014 : Socio-demografische gegevens

Jongeren en Gezondheid 2014 : Socio-demografische gegevens Resultaten HBSC 14 Socio-demografische gegevens Jongeren en Gezondheid 14 : Socio-demografische gegevens Steekproef De steekproef van de studie Jongeren en Gezondheid 14 bestaat uit 9.566 leerlingen van

Nadere informatie

Figuur 1: Voorbeelden van 95%-betrouwbaarheidsmarges van gemeten percentages.

Figuur 1: Voorbeelden van 95%-betrouwbaarheidsmarges van gemeten percentages. MARGES EN SIGNIFICANTIE BIJ STEEKPROEFRESULTATEN. De marges van percentages Metingen via een steekproef leveren een schatting van de werkelijkheid. Het toevalskarakter van de steekproef heeft als consequentie,

Nadere informatie

Toegepaste data-analyse: oefensessie 2

Toegepaste data-analyse: oefensessie 2 Toegepaste data-analyse: oefensessie 2 Depressie 1. Beschrijf de clustering van de dataset en geef aan op welk niveau de verschillende variabelen behoren Je moet weten hoe de data geclusterd zijn om uit

Nadere informatie

COMPETENTIEBELEVINGSPROFIEL VROEG - ADOLESCENTEN PERSOONLIJKE RAPPORTAGE VAN

COMPETENTIEBELEVINGSPROFIEL VROEG - ADOLESCENTEN PERSOONLIJKE RAPPORTAGE VAN COMPETENTIEBELEVINGSPROFIEL VROEG - ADOLESCENTEN PERSOONLIJKE RAPPORTAGE VAN Naam Z Gegevens deelnemer Algemeen Naam Naam Z Leeftijd 14 Geslacht Normgroep Sociale wenselijkeheid man jongens 12 t/m 15 jaar

Nadere informatie

Stellingen en normering leerlingvragenlijst

Stellingen en normering leerlingvragenlijst Stellingen en normering leerlingvragenlijst Expertsysteem ZIEN! voor het primair onderwijs 3.0 oktober 2014 ZIEN! is een product van, in samenwerking met ParnasSys ZIEN!PO leerlingvragenlijst 3.0 Stellingen

Nadere informatie

Hiermee rekenen we de testwaarde van t uit: n. 10 ( x ) ,16

Hiermee rekenen we de testwaarde van t uit: n. 10 ( x ) ,16 modulus strepen: uitkomst > 0 Hiermee rekenen we de testwaarde van t uit: n 10 ttest ( x ) 105 101 3,16 n-1 4 t test > t kritisch want 3,16 >,6, dus 105 valt buiten het BI. De cola bevat niet significant

Nadere informatie

Summery. Effectiviteit van een interventieprogramma op arm-, schouder- en nekklachten bij beeldschermwerkers

Summery. Effectiviteit van een interventieprogramma op arm-, schouder- en nekklachten bij beeldschermwerkers ummery amenvatting Effectiviteit van een interventieprogramma op arm-, schouder- en nekklachten bij beeldschermwerkers 207 Algemene introductie Werkgerelateerde arm-, schouder- en nekklachten zijn al eeuwen

Nadere informatie

Data analyse Inleiding statistiek

Data analyse Inleiding statistiek Data analyse Inleiding statistiek 1 Terugblik - Inductieve statistiek Afleiden van eigenschappen van een populatie op basis van een beperkt aantal metingen (steekproef) Kennis gemaakt met kans & kansverdelingen»

Nadere informatie

Nederlandse Samenvatting

Nederlandse Samenvatting Nederlandse Samenvatting De adolescentie is lang beschouwd als een periode met veelvuldige en extreme stemmingswisselingen, waarin jongeren moeten leren om grip te krijgen op hun emoties. Ondanks het feit

Nadere informatie

Data analyse Inleiding statistiek

Data analyse Inleiding statistiek Data analyse Inleiding statistiek Terugblik - Inductieve statistiek Afleiden van eigenschappen van een populatie op basis van een beperkt aantal metingen (steekproef) Kennis gemaakt met kans & kansverdelingen

Nadere informatie

Technische fiche: indicatoren Relatieve vijfjaarsoverleving

Technische fiche: indicatoren Relatieve vijfjaarsoverleving Technische fiche: indicatoren Relatieve vijfjaarsoverleving Overzicht van de indicatoren Relatieve vijfjaarsoverleving voor alle patiënten Relatieve vijfjaarsoverleving voor patiënten die radicale resectie

Nadere informatie