De relatie tussen de doelgroepafbakening van kansarme kleuters en hun startpositie op school

Copyright (2007)

De relatie tussen de doelgroepafbakening van kansarme kleuters en hun startpositie op school Mayke Poesen-Vandeputte & Ides Nicaise

Steunpunt SSL p/a Parkstraat 47, 3000 Leuven

Niets uit deze uitgave mag worden verveelvoudigd en/of openbaar gemaakt zonder uitdrukkelijk te verwijzen naar de bron. No part of this material may be made public without an explicit reference to the source. De verantwoordelijkheid voor dit rapport berust volledig bij de auteurs en vertolkt niet noodzakelijk de officiële visie van de Vlaamse Overheid.

De relatie tussen de doelgroepafbakening van kansarme kleuters en hun startpositie op school Mayke Poesen-Vandeputte & Ides Nicaise

Promotor(en): I. Nicaise, B. De Fraine, P. Ghesquière, R. Janssen, F. Laevers, P. Onghena, R. Rymenans, M. Valcke, J. Van Damme, P. Van Petegem, L. Verschaffel & K. Verschueren

Onderzoek in opdracht van de Vlaamse minister van Onderwijs en Vorming, in het kader van het programma ‘Steunpunten voor Beleidsrelevant Onderzoek’

SSL-rapport nr. SSL/OD1/2009.26 datum oplevering eerste versie: 30 april 2010 datum publicatie: 20 mei 2010

Voor meer informatie over deze publicatie: Steunpunt SSL, onderzoeksdomein ‘Studie- en schoolloopbanen van leerlingen en studenten’ Auteurs:

Mayke Poesen-Vandeputte & Ides Nicaise

adres: tel.: fax: e-mail:

Parkstraat 47 (PB 5300), 3000 LEUVEN +32 16 32 31 30 +32 16 32 33 44 [email protected]

website: http://www.steunpuntloopbanen.be

Copyright (2007)

Steunpunt SSL p/a Parkstraat 47, 3000 Leuven

Niets uit deze uitgave mag worden verveelvoudigd en/of openbaar gemaakt zonder uitdrukkelijk te verwijzen naar de bron. No part of this material may be made public without an explicit reference to the source. De verantwoordelijkheid voor dit rapport berust volledig bij de auteurs en vertolkt niet noodzakelijk de officiële visie van de Vlaamse Overheid.

v

INHOUD

Inhoud

v

Hoofdstuk 1 Inleiding

1

Hoofdstuk 2 Cognitieve prestaties

5

2.1.

5

Verschillen in cognitieve prestaties tussen clusters

2.2. Verklaringskracht van de verschillende ‘vermogens’ waarover een leerling beschikt voor de cognitieve prestaties 11 2.3.

Samenvatting

14

Hoofdstuk 3 Sociaal-emotionele ontwikkeling

17

3.1. Verschillen in sociaal-emotionele ontwikkeling tussen clusters 3.1.1. Sociale vaardigheden 3.1.2. Dynamisch-affectieve attitudes en vaardigheden

17 18 25

3.2. Verklaringskracht van de verschillende ‘vermogens’ waarover een leerling beschikt voor de sociaal-emotionele ontwikkeling 31 3.3.

Samenvatting

38

Hoofdstuk 4 De startpositie van kansarme kinderen die geen GOK-leerling zijn41 4.1.

De variabele ‘congruentie’

41

4.2.

Cognitieve prestaties

42

4.3. Sociaal-emotionele ontwikkeling 4.3.1. Sociale vaardigheden 4.3.2. Dynamisch-affectieve attituden en vaardigheden

46 46 51

vi

4.4.

Inhoud

Samenvatting

Besluit

55 59

Bijlage 1 De startpositie van kleuters op school naargelang de GOK-indeling 61 1. Verschillen in cognitieve prestaties tussen GOK-leerlingen en niet GOKleerlingen 1.1. Taal 61 1.2. Rekenbegrip

61 62

2. Verschillen in sociaal-emotionele ontwikkeling tussen GOK-leerlingen en niet GOK-leerlingen 62 2.1. Sociale vaardigheden 62 2.2. Dynamisch-affectieve attituden en vaardigheden 67 Bijlage 2 Spreiding ‘vals negatieven’ over scholen

71

Addendum bij hoofdstuk 4 ‘De startpositie van kansarme kinderen die geen GOK-leerling zijn’ 73 Cognitieve prestaties Zijn ‘vals negatieven’ onterecht niet-GOK? Zijn ‘vals positieven’ onterecht GOK? Samenvattend

74 74 75 76

Sociaal-emotionele ontwikkeling Zijn ‘vals negatieven’ onterecht niet-GOK? Zijn ‘vals positieven’ onterecht GOK? Samenvattend

76 76 78 80

Profiel van de ‘vals negatieven’ Vermogens / kapitalen (in sociologische termen) Culturele achtergrond Profielkenmerken Besluit

80 81 81 82 84

Literatuur

87

1

HOOFDSTUK 1 INLEIDING

In de SSL-paper met als titel ‘Kansarme leerlingen in de derde kleuterklas: afbakening en profiel van de doelgroep’ (Poesen-Vandeputte & Nicaise, 2008) werden kleuters in vier groepen gedeeld op basis van hun factorscores op drie factoren. Die vier groepen kleuters zijn: (1) cluster 1 – kinderen uit de lagere middenklasse, (2) cluster 2 – kinderen met nood aan extra zorg, (3) cluster 3 – kansrijke kinderen en (4) cluster 4 – kansarme kinderen. De factorscores zijn gebaseerd op de achtergrondkenmerken van de kleuters en geven aan hoe groot de ‘vermogens’ zijn waarover een kind van huis uit kan beschikken om zijn/haar schoolloopbaan aan te vatten. Deze vermogens zijn: (1) factor 1 – socioeconomisch vermogen, (2) factor 2 – groeien ontwikkelingsvermogen en (3) factor 3 – socio-cultureel-educatief vermogen. Om de geldigheid van deze afbakening van kansarme kinderen verder te onderzoeken, zullen we in de onderhavige paper de relatie nagaan tussen de vier clusters en de startpositie van kleuters op school. Hiervoor nemen we de kinderen uit de referentiesteekproef van SiBO als observatie-eenheden. Met ‘startpositie’ bedoelen we zowel hun cognitieve als hun niet-cognitieve kenmerken bij het begin van de derde kleuterklas1. Figuur 1 illustreert de onderzoeksvraag.

1

Startpositie is een relatief begrip. De meting in de derde kleuterklas beschouwen we als een nulmeting alvorens de kinderen leerplichtig worden en hun lagere schoolloopbaan aanvatten.

2

Hoofdstuk 1

Cognitieve prestaties (begin K3) De cluster waartoe een kleuter behoort op basis van zijn/haar ‘vermogens’.

Sociaalemotionele vaardigheden

Figuur .1

Onderzoeksvraag

(tijdens K3)

De onderzoeksvraag luidt dus of de groep/cluster waartoe een kleuter behoort een predictor kan zijn voor de cognitieve prestaties en de sociaal-emotionele vaardigheden van die kleuter bij het begin van zijn/haar schoolloopbaan. Voor een goed begrip van deze paper wordt de lezer verondersteld kennis te hebben genomen van de hoger vermelde concepten in de SSL-paper van PoesenVandeputte & Nicaise (2008). Zo wordt het begrip ‘kansarme leerling’ gedefinieerd op basis van onze eigen sociologisch gefundeerde analyses. Hierbij gaan we ervan uit dat onze doelgroepafbakening de kansarme kinderen adequater opspoort dan de GOK-indicatoren; en dit dankzij het hanteren van een breed gamma van variabelen. In het volgende hoofdstuk bestuderen we de cognitieve prestaties. Respectievelijk voor taal en rekenbegrip onderzoeken we of er tussen de clusters verschillen zijn in gemiddelde toetsscores. We gaan tevens de verklaringskracht na van de ‘vermogens’ waarover een kind beschikt. Hoofdstuk 3 is analoog opgebouwd; ditmaal voor de niet-cognitieve ontwikkeling van een kleuter. Om de rapportering over de sociaal-emotionele ontwikkeling overzichtelijk te houden, maken we een opsplitsing tussen twee groepen variabelen: sociale vaardigheden en dynamisch-affectieve attitudes. Nadat we voor de verschillende clusters - zowel cognitief als niet-cognitief - de startpositie van de kleuters bepaald hebben, hernemen we de paper van PoesenVandeputte & Nicaise (2008) waarin sprake is van ‘vals negatieven’. In hoofdstuk 4 onderzoeken we in welke mate deze groep ‘kansarme niet GOK’-kinderen door het beleid inzake gelijke onderwijskansen over het hoofd gezien zou worden.

Inleiding

3

We beëindigen deze paper met een besluit. Bijkomend wordt in bijlage 1 dezelfde oefening hernomen als in hoofdstuk 2 en hoofdstuk 3; maar ditmaal naargelang de GOK-afbakening. In bijlage 1 wordt dus zeer bondig en visueel2 gerapporteerd over de startpositie van kleuters die respectievelijk GOK-leerling zijn en niet GOK-leerling zijn. In antwoord op een bijkomende onderzoeksvraag die in het besluit geformuleerd wordt, zien we in bijlage 2 hoe de ‘vals negatieven’ over de scholen gespreid zijn.

2

Aan de hand van box plots.

5

HOOFDSTUK 2 COGNITIEVE PRESTATIES

Om een beeld te krijgen van de cognitieve ontwikkeling van kleuters bij het begin van hun schoolloopbaan, baseren we ons op de resultaten van de toetsen die bij het begin van de derde kleuterklas3 afgenomen werden. De gebruikte toetsen peilen naar taalvaardigheid en voorbereidende rekenvaardigheden. Voor meer uitleg over de toetsen ‘Taal voor Kleuters’ en ‘Rekenbegrip’ verwijzen we naar LOA-rapport nr. 14 (Verachtert, 2003). Naar analogie met de analyses in dit rapport, zullen we ongeldige4 of te laat5 afgenomen toetsen niet in de analyse opnemen. Om o.a. latere vergelijkingen tussen testscores mogelijk te maken, gebruiken we kalibratiescores.

2.1. Verschillen in cognitieve prestaties tussen clusters Vooreerst berekenen we voor iedere cluster de gemiddelde toetsresultaten. De resultaten voor taal vinden we in tabel 1.

3 4 5

Schooljaar 2002-2003 Een toets is ongeldig wanneer meer dan de helft van de items ongeldig is of niet ingevuld werd. Een toets werd te laat afgenomen wanneer hij meer dan twee weken na de afgesproken periode afgenomen werd. Toetsen waarvan we de afnamedatum niet kennen, worden daarentegen wel in de analyse opgenomen.

6

Hoofdstuk 2

Tabel .1

Beschrijvende kenmerken taaltoets begin derde kleuterklas, per leerlingencluster

Cluster

n

gemiddelde

standaardafw.

min

max

CL1 – lagere middenklasse CL2 – nood aan extra zorg CL3 – kansrijk CL4 – kansarm

604

45,95

9,26

14,77

69,56

117

44,45

9,88

21,87

65,39

892 567

48,91 42,54

8,23 9,94

16,43 16,02

68,71 68,60

Bij aanvang van de derde kleuterklas stellen we – gemiddeld genomen - vast dat de kansrijke kleuters (CL3) de beste taalscore hebben (48,91). De kansarme kleuters (CL4) daarentegen scoren het zwakst (42,54). De taalscore van de kinderen uit de lagere middenklasse (CL1) ligt hier tussenin (45,95). De toetsresultaten voor taal van de kleuters met nood aan extra zorg (CL2) zijn zwakker dan die van de kinderen uit de lagere middenklasse maar zijn wel beter dan die van de kansarme kinderen (44,45). Deze vaststellingen worden visueel voorgesteld in onderstaande ‘boxplot’ of snorrendoos (figuur 2).

Figuur .2

Box plot van testscores taal begin derde kleuterklas, per leerlingencluster

Voor de interpretatie van de boxplot kijken we vooreerst naar de rechthoek die voor een bepaalde leerlingencluster de middelste helft van de taalscores toont (van het eerste tot het derde kwartiel6). De horizontale streep in de rechthoek is de mediaan en het ruitje stelt het gemiddelde voor. Soms vallen de mediaan en het gemiddelde samen zoals bij cluster 2 en cluster 3. Hoe groter de rechthoek, hoe meer gespreid de taalscores zijn. Zo zien we dat bij de kansrijke kinderen (CL3) er 6

De kwartielen verdelen de van klein naar groot geordende rij data in vier gelijke delen. Die delen bevatten dus telkens een kwart van de observaties. Het tweede kwartiel (Q2) valt samen met de mediaan.


7

het minst variatie in de scores voor taal is. De cirkeltjes zijn uitschieters7 en de staafjes of ‘snorharen’ reiken van het eerste en het derde kwartiel naar respectievelijk de laagste score die geen uitschieter is en de hoogste score die geen uitschieter is8. In figuur 2 valt het contrast op tussen cluster 3 en cluster 4: het onderste snorhaar van de kansrijke kleuters eindigt bij een hogere taalscore dan dat van de andere clusters, terwijl het onderste snorhaar van de kansarme kleuters eindigt bij een lagere taalscore. Vervolgens berekenen we voor iedere cluster de gemiddelde toetsscores voor rekenbegrip. De resultaten vinden we in tabel 2. Tabel .2

Beschrijvende kenmerken toets rekenbegrip begin derde kleuterklas, per leerlingencluster

Cluster

n

gemiddelde

standaardafw.

min

max

CL1 – lagere middenklasse CL2 – nood aan extra zorg CL3 – kansrijk CL4 – kansarm

601

44,32

8,69

19,59

61,44

114

42,04

9,18

23,51

61,44

894 563

48,20 41,28

7,68 8,78

23,63 16,27

61,44 61,44

Bij aanvang van de derde kleuterklas stellen we – gemiddeld genomen - vast dat de kansrijke kleuters (CL3) de beste score voor rekenbegrip hebben (48,20). De kansarme kleuters (CL4) daarentegen scoren het zwakst (41,28). De toetsscore voor rekenbegrip van de kinderen uit de lagere middenklasse (CL1) ligt hier tussenin (44,32). De resultaten van de kleuters met nood aan extra zorg (CL2) zijn zwakker dan die van de kinderen uit de lagere middenklasse maar zijn wel beter dan die van de kansarme kinderen (42,04). De rangorde van de clusters voor voorbereidende rekenvaardigheden blijft dus dezelfde als voor taal; met name: 1. CL 3 – kansrijke kinderen; 2. CL1 – kinderen uit de lagere middenklasse; 3. CL2 – kinderen met nood aan extra zorg; 4. CL4 – kansarme kinderen. Deze vaststellingen worden visueel voorgesteld in onderstaande boxplot (figuur 3). 7

8

Een uitschieter is een waarde die ‘uitzonderlijk groot’ of ‘uitzonderlijk klein’ is in vergelijking met de andere waarden in de dataset. Om te weten of een waarde een uitschieter is, wordt een vuistregel gebruikt. Voor ‘uitzonderlijk groot’ start men op het derde kwartiel (Q3) en daar telt men nog anderhalve keer de interkwartielafstand bij. Alle waarden die nog voorbij dat punt liggen zijn ‘uitzonderlijk groot’ en worden uitschieters genoemd. ‘Uitzonderlijk kleine waarden’ worden op analoge wijze bepaald. Wanneer er geen uitschieters zijn, spreken we respectievelijk van het minimum en het maximum.

8

Figuur .3

Hoofdstuk 2

Box plot van testscores rekenbegrip begin derde kleuterklas, per leerlingencluster

De vraag is nu of de verschillen in cognitieve prestaties tussen de clusters significant zijn. Laten de soms kleine verschillen statistisch verantwoorde conclusies toe of zijn ze eerder aan het toeval toe te schrijven? Figuur 4 illustreert de keuze van de analysetechniek. De cognitieve ontwikkeling van kleuters wordt gemeten aan de hand van verschillende toetsen en bijgevolg zijn er verschillende afhankelijke variabelen. De onafhankelijke variabele ‘cluster’ heeft een nominaal meetniveau. Deze polytome variabele telt vier categorieën. Gezien het aantal afhankelijke en onafhankelijke variabelen en hun respectievelijke meetniveaus is een multivariate variantie-analyse de meest geschikte techniek.

Toetsscore taal

Cluster

Toetsscore rekenbegrip

Figuur .4

Structuur van de multivariate variantie-analyse (one-way MANOVA)

Tabel 3 toont ons de output van de variantie-analyse voor taal.


Tabel .3

9

Variantie-analyse met ‘cluster’ als onafhankelijke variabele en ‘toetsscore taal’ als afhankelijke variabele

Source

DF

Sum of Squares

Mean Square

F Value

Pr > F

Model Error Corrected Total

3 2176 2179

14505,54 179301,82 193807,36

4835,18 82,3997

58,68

<.0001

Het aantal vrijheidsgraden bepaalt welke F-verdeling nodig is. Zoals hoger vermeld, telt de onafhankelijke variabele ‘cluster’ vier categorieën en dus telt de ‘tussen groepen’ kwadratensom drie vrijheidsgraden. Het aantal observaties is 2180. Het aantal vrijheidsgraden van de totale kwadratensom is bijgevolg 2179 (d.i. aantal observaties min één). De som van het aantal vrijheidsgraden van de ‘tussen groepen’ kwadratensom en het aantal vrijheidsgraden van de ‘binnen groepen’ kwadratensom is gelijk aan het aantal vrijheidsgraden van de totale kwadratensom (3 + 2176 = 2179). De berekende F-waarde 58,68 is het quotiënt van de gemiddelde kwadratensommen (4835 : 82). De kans dat F gevonden wordt wanneer er geen verschillen tussen de clusters zouden zijn, is kleiner dan 0,0001. De F-toets voor ‘cluster’ duidt dus op verschillen tussen de groepen van kleuters voor wat hun taalscores betreft, maar deze toets geeft geen informatie over de aard van de verschillen. Een Tukey-toets die de clusters paarsgewijs met elkaar vergelijkt, geeft ons meer inzicht. Onderstaande tabel 4 toont de resultaten. Tabel .4

Tukey-toets voor taalscore (paarsgewijze vergelijking clusters)

Cluster vergelijking

Verschil tussen gemiddelden

*** indien significant (niveau 0,05)

3–1 3–2 3–4 1–3 1–2 1–4 2–3 2–1 2–4 4–3 4–1 4-2

2,96 4,45 6,36 -2,96 1,50 3,40 -4,45 -1,50 1,91 -6,36 -3,40 -1,91

*** *** *** *** *** ***

*** ***

De taalscores van de kansrijke kleuters (CL3) verschillen significant van de scores van alle andere clusters. Ook de taalscores van de kansarme kinderen en

10

Hoofdstuk 2

die van de kinderen uit de lagere middenklasse zijn significant verschillend. Echter, de taalscores van de kinderen met nood aan extra zorg (CL2) verschillen enkel significant van de scores van de kansrijke kinderen, terwijl de verschillen met de kansarme kinderen en de kinderen uit de lagere middenklasse aan toeval te wijten zijn. We gaan nu verder met de variantie-analyse voor rekenbegrip. Ook hier willen we met behulp van een F-toets achterhalen hoe groot de kans is dat de waargenomen verschillen tussen de clusters (zie tabel 2) door toeval veroorzaakt zijn. De resultaten van deze variantie-analyse staan in tabel 5. Tabel .5

Variantie-analyse met ‘cluster’ als onafhankelijke variabele en ‘toetsscore rekenbegrip’ als afhankelijke variabele

Source

DF

Sum of Squares

Mean Square

F Value

Pr > F

Model Error Corrected Total

3 2168 2171

18196,28 150868,00 169064,28

6065,43 69,59

87,16

<.0001

Opnieuw kunnen we het aantal vrijheidsgraden gebruiken om de analyse te controleren (zie hoger). De berekende F-waarde is 87,16 en de kans dat F gevonden wordt wanneer er geen verschillen tussen de clusters zouden zijn, is kleiner dan 0,0001. De F-toets voor ‘cluster’ duidt dus op verschillen tussen de groepen van kleuters voor wat hun wiskundescores betreft, maar deze toets geeft geen informatie over de aard van de verschillen. Een Tukey-toets die de clusters paarsgewijs met elkaar vergelijkt, geeft ons meer inzicht. Onderstaande tabel 6 toont de resultaten.


Tabel .6

11

Tukey-toets voor wiskundescore (paarsgewijze vergelijking clusters)

Cluster vergelijking

Verschil tussen gemiddelden


3–1 3–2 3–4 1–3 1–2 1–4 2–3 2–1 2–4 4–3 4–1 4-2

3,87 6,16 6,92 -3,87 2,28 3,04 -6,16 -2,28 0,76 -6,92 -3,04 -0,76

*** *** *** *** *** *** *** *** *** ***

Voor wat betreft de wiskunderesultaten, zijn de verschillen tussen bijna alle clusters significant; alleen de verschillen tussen de wiskundescore van de kansarme kinderen (CL4) en die van de kinderen met nood aan extra zorg (CL2) zijn niet significant.

2.2. Verklaringskracht van de verschillende ‘vermogens’ waarover een leerling beschikt voor de cognitieve prestaties Om de verklaringskracht van de verschillende ‘vermogens’ te meten, voeren we een analyse uit met als onafhankelijke variabelen degene waarmee de clusters geconstrueerd werden, en als afhankelijke variabelen de scores voor taal en rekenbegrip begin derde kleuterklas. Figuur 5 illustreert de keuze van de analysetechniek. Er zijn twee afhankelijke variabelen: de toetsscores voor taal en rekenbegrip. Er zijn drie onafhankelijke variabelen: de ‘vermogens’ van een kleuter, zijnde de factorscores op de eerste, de tweede en de derde factor. Gelet op het aantal afhankelijke en onafhankelijke variabelen en het feit dat alle variabelen een metrisch meetniveau hebben, is een multivariate meervoudige regressieanalyse de meest geschikte techniek.

12

Hoofdstuk 2

Factorscore sociaal-econ. vermogen

Toetsscore taal Factorscore

groei-

en

ontwikkelingsvermogen

Toetsscore rekenbegrip Factorscore

sociaal-

cultureel-educatief vermogen Figuur .5

Structuur van de multivariate meervoudige regressie-analyse (PROC REG)

Alvorens de regressie-analyse aan te vatten, beschrijven we de samenhang tussen de verschillende ‘vermogens’ en de toetsscores. In tabel 7 zien we een matig positieve samenhang tussen factor 1 en de toetsscores. M.a.w. hoe groter het sociaal-economisch vermogen van een kind, hoe beter zijn/haar toetsscores zowel voor wiskunde als voor taal – bij het begin van de derde kleuterklas. Voor het groeien ontwikkelingsvermogen (F2) stellen we geen lineaire statistische samenhang vast. Het sociaal-cultureel-educatief vermogen (F3) vertoont een zwakke positieve correlatie met de toetsresultaten voor wiskunde en taal. Voorts zien we een sterke positieve correlatie tussen de toetsscore voor taal en de score voor wiskunde. Dus hoe hoger een kleuter scoort op voorbereidende rekenvaardigheden, hoe hoger de score zal zijn op taal (en omgekeerd). Het feit dat er geen samenhang is tussen de verschillende ‘vermogens of kapitalen’ is inherent aan de factoranalyse waarmee deze latente concepten tot stand kwamen.


Tabel .7

Factor1 Factor2 Factor3 Score wisk. Score taal

*

13

Correlatiematrix (r) Factor1

Factor2

Factor3

Score wisk.

Score taal

1 0,03 0,09 0,40 0,33

0,03 1 -0,00 0,08 0,05

0,09 -0,00 1 0,16 0,17

0,40 0,08 0,16 1 0,73

0,33 0,05 0,17 0,73 1

F(actor) 1 = sociaal-economisch vermogen; F(actor) 2 = groeien ontwikkelingsvermogen; F(actor) 3 = sociaal-cultureel-educatief vermogen

In onderstaande tabel zien we nu de resultaten van de meervoudige regressieanalyse. Tabel .8

Verklaring van scores op taal en rekenbegrip (bij de start van de derde kleuterklas) door ‘vermogens’: resultaten van de regressieanalyse Variabelen (factorscores)

Parameterschatting

Standaardfout

t-waarde

P > |t|

Taal (R2=0,13)

Intercept score op F1 score op F2 score op F3

46,01 3,39 (0,38) 1,66

0,19 0,22 0,22 0,24

242,35 15,62 1,73 6,90

<0,0001 <0,0001 0,0835 <0,0001

Wisk. (R2=0,18)

Intercept score op F1 score op F2 score op F3

44,77 3,89 0,73 1,44

0,17 0,20 0,20 0,22

260,11 19,74 3,65 6,63

<0,0001 <0,0001 0,0003 <0,0001

*


Wanneer we de factorscores van een kleuter kennen op de drie hoger vermelde vermogens, kunnen we een schatting maken van de cognitieve startpositie van die kleuter: Toetsscore taal = 46,01 + (3,39 * F1) + (1,66 * F3) Toetsscore wiskunde = 44,77 + (3,89 * F1) + (0,73 * F2) + (1,44 * F3) De t-waarden in tabel 8 met hun bijhorende p-waarde, testen of elke parameter significant verschillend is van nul. Voor wiskunde zijn het intercept en de coëfficiënten van de drie ‘vermogens’ zeer significant. Voor taal is dit ook het geval, behalve voor factor 2. De F-toets voor het taalmodel is 105,69 met p < 0,0001. De F-toets voor het wiskundemodel is 159,18 met eveneens p < 0,0001. Dit wijst er op dat de modellen

14

Hoofdstuk 2

zeer significant zijn en dus een betekenisvol deel van de spreiding in de toetsscores verklaren. De proportie verklaarde variantie (R2) duidt op de kwaliteit van het model: de ‘vermogens’ nemen 13% van de spreiding in de taalscores voor hun rekening. Voor de wiskundescores is dit 18%.

2.3. Samenvatting Door de verschillen in cognitieve prestaties tussen de clusters te onderzoeken, bekomen we zowel voor taal als voor rekenbegrip de volgende rangorde van clusters: 1. CL 3 – kansrijke kinderen; 2. CL1 – kinderen uit de lagere middenklasse; 3. CL2 – kinderen met nood aan extra zorg; 4. CL4 – kansarme kinderen. In tabel 9 zien we per cluster de gemiddelde toetsscores voor taal en voorbereidende rekenvaardigheden. Tabel .9

Gemiddelde toetsscores taal en rekenbegrip, begin derde kleuterklas, per leerlingencluster

Cluster

Taal

Rekenbegrip

Kansrijk Lagere middenklasse Nood aan extra zorg Kansarm

48,91 45,95 44,45 42,54

48,20 44,32 42,04 41,28

Door middel van variantie-analyse weten we dat er voor taal en rekenbegrip significante verschillen zijn tussen de groepen van kleuters. Een Tukey-toets geeft ons meer inzicht in de aard van die verschillen. Voor taal valt vooral op dat de taalscores van de kansrijke kleuters (CL3) significant verschillen van de scores van alle andere clusters. Voor wat betreft de wiskunderesultaten, zijn de verschillen tussen bijna alle clusters significant; alleen de verschillen tussen de wiskundescore van de kansarme kinderen (CL4) en die van de kinderen met nood aan extra zorg (CL2) zijn niet significant. Op basis van deze resultaten kunnen we de onderzoeksvraag bevestigend beantwoorden: ‘De cluster waartoe een kleuter behoort, is een predictor voor de cognitieve prestaties van die kleuter bij het begin van zijn/haar schoolloopbaan.’ Ook de ‘vermogens’ waarover een kind bij het begin van de schoolloopbaan beschikt, leveren een bescheiden bijdrage om een schatting te maken van de startpositie van een kleuter: toetsscore taal = 46,01 + (3,39 * F1) + (1,66 * F3)


15

toetsscore rekenbegrip = 44,77 + (3,89 * F1) + (0,73 * F2) + (1,44 * F3) Zoals we reeds op basis van de correlatiematrix (cf. tabel 7) konden vermoeden, weegt het sociaal-economisch vermogen het zwaarst door als voorspeller van cognitieve prestaties bij het begin van de derde kleuterklas.

17

HOOFDSTUK 3 SOCIAAL-EMOTIONELE ONTWIKKELING

Om een beeld te krijgen van de niet-cognitieve ontwikkeling van kleuters bij het begin van hun schoolloopbaan, baseren we ons op de resultaten van de vragenlijst9 die door de kleuterleid(st)er over het kind ingevuld werd. Voor meer uitleg over de ‘kleutervragenlijst schooljaar 2002-2003’ verwijzen we naar LOArapport nr. 12 (Maes, 2003). De sociaal-emotionele ontwikkeling van de kleuters wordt gemeten aan de hand van verschillende schalen, die elk een deelaspect hiervan bevragen. Sociaal-emotionele ontwikkeling kan in twee groepen variabelen gedeeld worden: (1) de sociale vaardigheden en (2) de dynamischaffectieve attitudes en vaardigheden. De sociale vaardigheden worden nog eens opgesplitst in (a) prosociaal gedrag en (b) sociaal probleemgedrag, met als schalen: ‘Agressief gedrag’, ‘Hyperactiefafleidbaar gedrag’, ‘Asociaal gedrag’ en ‘Angstig gedrag’ en tot slot (c) sociale relaties, bestaande uit de schalen ‘Conflict’, ‘Nabijheid’ en ‘Populariteit’. De dynamisch-affectieve attitudes en vaardigheden worden opgesplitst in de schaal (a) ‘Zelfvertrouwen’, (b) ‘Welbevinden’ en (c) drie schalen die de werkhouding, motivatie en attitude ten aanzien van klastaken weerspiegelen, namelijk ‘Coöperatief gedrag’, ‘Onafhankelijkheid’ en ‘Werkhouding’. De concrete invulling van deze schalen wordt beschreven in het voormelde LOA-rapport van Maes (2003).

3.1. Verschillen in sociaal-emotionele ontwikkeling tussen clusters Tabel 10 geeft ons voor de niet-cognitieve startpositie van kleuters een algemeen overzicht van de gemiddelde schaalscores per cluster.

9

Vragenlijst van 70 items (zespuntslikertschalen) die een ruim gamma van bruikbare schalen oplevert; alleen ‘angstig-bezorgd gedrag’ heeft een lage interne consistentie. Op basis van de ruwe scores per item worden er afgeleide schaalscores berekend (gemiddelde over verschillende items).

18

Hoofdstuk 3

Tabel .10

Gemiddelden op de sociaal-emotionele schalen (max.=6) naar cluster

Variabele

CL1 lagere middenklasse

CL2 nood aan extra zorg

CL3 kansrijk

CL4 kansarm

prosociaal gedrag agressief gedrag (-) hyperactief-afleidbaar gedrag (-) asociaal gedrag (-) conflict (-) nabijheid (bij leerkracht) populariteit welbevinden coöperatief gedrag onafhankelijkheid werkhouding zelfvertrouwen

4,56 2,00 2,42

4,42 1,90 2,46

4,54 1,91 2,23

4,24 2,16 2,70

2,07 1,86 4,52 4,77 5,10 4,97 3,99 4,02 4,21

2,22 1,80 4,46 4,70 4,91 4,96 3,80 3,81 3,94

2,13 1,80 4,50 4,78 5,11 5,04 4,39 4,30 4,38

2,34 1,89 4,11 4,48 4,87 4,79 3,67 3,71 3,87

*

(-) duidt op een negatieve attitude; d.w.z. hoe hoger de afgeleide schaalscore, hoe zwakker het resultaat voor die welbepaalde schaal van socio-emotionele ontwikkeling

We bestuderen eerst de schaalscores voor sociale vaardigheden en vervolgens die voor de dynamisch-affectieve attitudes en vaardigheden. 3.1.1. Sociale vaardigheden De cijfers uit tabel 10 worden visueel weergegeven in de onderstaande box plots.

Figuur .6

Box plot van prosociaal gedrag in derde kleuterklas, per leerlingencluster

Prosociaal gedrag is een positieve attitude. Hoe hoger de schaalscore, hoe beter. Het valt op dat de gemiddelde schaalscore van de kansarme kinderen (CL4) lager ligt dan die van de kleuters uit de andere clusters.

Sociaal-emotionele ontwikkeling

Figuur .7

19

Box plot van ‘conflict’ in derde kleuterklas, per leerlingencluster

Deze box plot van ‘conflict’ toont veel lagere scores dan de vorige box plot. ‘Conflict’ is dan ook een negatieve attitude: hoe lager de schaalscore, hoe beter.

Figuur .8

Box plot van agressief gedrag in derde kleuterklas, per leerlingencluster

Ook agressief gedrag is een negatieve attitude. We zien aan de box plot in figuur 8 dat de kansarme kinderen (CL4) hierop het zwakst scoren.

20

Figuur .9

Hoofdstuk 3

Box plot van hyperactief-afleidbaar gedrag in derde kleuterklas, per leerlingencluster

Figuur 9 toont ons dat de kansarme kleuters (CL4) het meest hyperactiefafleidbaar gedrag vertonen. De kansrijke kleuters (CL3) daarentegen vertonen dit gedrag opvallend minder.

Figuur .10

Box plot van asociaal gedrag in derde kleuterklas, per leerlingencluster

Op basis van figuur 10 stellen we vast dat asociaal gedrag – eveneens een negatieve attitude – het vaakst voorkomt bij kansarme kinderen (CL4).


Figuur .11

21

Box plot van ‘integratie/populariteit’ in derde kleuterklas, per leerlingencluster

Wanneer we naar de box plot in figuur 11 kijken, zien we aan de hogere scores dat ‘populariteit’ een positieve schaal is. Kansarme kinderen (CL4) zijn duidelijk minder populair op school.

Figuur .12

Box plot van ‘nabijheid’ in derde kleuterklas, per leerlingencluster

In figuur 12 valt op dat cluster 4 lager scoort voor ‘nabijheid’ bij de leerkracht. Kansarme kleuters vertellen dus minder gemakkelijk op spontane wijze en in een open sfeer wat ze beleven. De vraag is nu of de hoger vastgestelde verschillen in sociale vaardigheden tussen de clusters significant zijn of eerder toe te schrijven aan toeval. Om deze vraag te kunnen beantwoorden, voeren we een variantie-analyse uit waarvan de structuur in onderstaande figuur wordt weergegeven.

AS prosociaal

AS agressief

AS hyperactief

Cluster

AS asociaal

AS conflict

AS nabijheid

AS populariteit

Sociale vaardigheden

*

AS = afgeleide schaalscore

Figuur .13

Structuur van de multivariate variantie-analyse (one-way MANOVA) voor sociale vaardigheden

24

Hoofdstuk 4

Tabel 11 laat de resultaten van de variantie-analyse voor sociale vaardigheden zien. Tabel .11

Variantie-analyse sociale vaardigheden

Attitude

F-toets

p-waarde

Prosociaal Conflict Agressief Hyperactief Asociaal Populariteit Nabijheid

20,78 1,89 8,16 25,64 10,63 19,51 25,63

<0,0001 0,13 <0,0001 <0,0001 <0,0001 <0,0001 <0,0001

Bijna alle waargenomen verschillen tussen de leerlingenclusters (zie tabel 10 en de box plots) blijken significant te zijn, behalve die voor ‘conflict’. Een Tukey-toets geeft ons d.m.v. een paarsgewijze vergelijking van de clusters meer inzicht in de aard van die significante verschillen. Tabel .12

Tukey-toets voor sociale vaardigheden (paarsgewijze vergelijking clusters)

Attitude

Kansarmkansrijk

Kansarmmiddenklasse

Prosociaal Agressief Hyperactief Asociaal Populariteit Nabijheid

*** *** *** *** *** ***

*** *** *** *** *** ***

*

Kansarm – extra zorg

Kansrijk middenklasse

Kansrijk – extra zorg

Middenklasse – extra zorg

*** *** *** ***


Wat we op basis van de box plots (zie figuur 6 – 12) reeds visueel vaststelden, wordt bevestigd door de Tukey-toets: heel wat afgeleide schaalscores van de kansarme kinderen (CL4) zijn significant verschillend van de scores van de andere clusters. Meer specifiek – en in de lijn van de verwachting - zijn die scores lager bij positieve schalen en hoger bij negatieve attituden. Bij het begin van hun schoolloopbaan verschillen de kansarme kinderen voor alle schalen10 m.b.t. hun sociale vaardigheden van de kansrijke kinderen en van de kinderen uit de lagere middenklasse. Voor hun sociale relaties (‘populariteit’ en ‘nabijheid’) en hun agressief gedrag verschillen ze eveneens van de kinderen met nood aan extra zorg. Daarnaast toont de Tukey-test een significant verschil tussen de kansrijke 10 Behalve voor ‘conflict’.


25

kinderen en de kleuters uit de lagere middenklasse voor hyperactief en afleidbaar gedrag; en dit in het voordeel van de kansrijke kleuters. 3.1.2. Dynamisch-affectieve attitudes en vaardigheden Onderstaande box plots visualiseren de schaalscores uit tabel 10.

Figuur .14

Box plot van ‘zelfvertrouwen’ in derde kleuterklas, per leerlingencluster

Het is opvallend dat de kansrijke kinderen (CL3) het meest zelfvertrouwen hebben en de kansarme kinderen (CL4) het minst. Ook de kinderen met nood aan extra zorg (CL2) kunnen wat extra zelfvertrouwen gebruiken.

Figuur .15

Box plot van ‘welbevinden’ in derde kleuterklas, per leerlingencluster

Figuur 15 toont ons dat de kansarme kleuters (CL4) het laagste welbevinden hebben.

26

Figuur .16

Hoofdstuk 3

Box plot van ‘werkhouding’ in derde kleuterklas, per leerlingencluster

Gemiddeld genomen, hebben kansrijke kinderen (CL3) de beste werkhouding en de kansarme kinderen (CL4) de slechtste.

Figuur .17

Box plot van ‘coöperatief’ in derde kleuterklas, per leerlingencluster

De box plot in figuur 17 laat zien dat kansarme kleuters het minst coöperatief gedrag vertonen.


Figuur .18

27

Box plot van ‘onafhankelijk’ in derde kleuterklas, per leerlingencluster

Kansrijke kinderen (CL3) kunnen het best onafhankelijk werken, terwijl kansarme kinderen (CL4) dit het minst goed kunnen. Aan de hand van een variantie-analyse willen we nu onderzoeken of de waargenomen verschillen in dynamisch-affectieve attitudes tussen de clusters significant zijn. De structuur van die analyse wordt weergegeven in figuur 19.

AS zelfvertrouwen

AS welbevinden

Cluster

AS coöperatief

AS onafhankelijk

AS werkhouding

Dynamischaffectieve attitudes en vaardigheden

*

AS = afgeleide schaalscore

Figuur .19

Structuur van de multivariate variantie-analyse (one-way MANOVA) voor dynamisch-affectieve attitudes en vaardigheden

30

Hoofdstuk 4

Tabel 13 laat de resultaten van de variantie-analyse voor dynamisch-affectieve attitudes en vaardigheden zien. De verschillen tussen de leerlingenclusters (zie tabel 10 en de box plots) blijken significant te zijn. Tabel .13

Variantie-analyse dynamisch-affectieve attitudes en vaardigheden

Attitude

F-toets

p-waarde

Zelfvertrouwen Welbevinden Coöperatief Onafhankelijk Werkhouding

30,49 17,12 13,60 57,36 33,20

<0,0001 <0,0001 <0,0001 <0,0001 <0,0001

Een Tukey-toets geeft ons d.m.v. een paarsgewijze vergelijking van de clusters meer inzicht in de aard van de verschillen. Tabel .14

Tukey-toets voor dynamisch-affectieve attitudes en vaardigheden (paarsgewijze vergelijking clusters)

Attitude

Kansarm -kansrijk

Kansarmmiddenklass e

Zelfvertrouwe n Welbevinden Coöperatief Onafhankelijk Werkhouding

***

***

*** *** *** ***

*** *** *** ***

*

Kansar m– extra zorg

Kansrijk middenklass e

Kansrij k– extra zorg

Middenklass e – extra zorg

***

***

***

***

***

*** ***

*** ***


Bij het begin van hun schoolloopbaan verschillen de kansarme kinderen voor alle schalen m.b.t. hun dynamisch-affectieve attitudes van de kansrijke kinderen en van de kinderen uit de lagere middenklasse. Zoals we konden verwachten, liggen de scores van de kansarme kleuters lager. Mogelijke verschillen tussen kansarme kinderen (CL4) en kleuters met nood aan extra zorg (CL2) zijn enkel aan het toeval te wijten. Zoals de box plot (figuur 14) reeds suggereerde, ligt het zelfvertrouwen van de kansrijke kinderen significant hoger dan dat van de andere kleuters. Het zelfvertrouwen van de kinderen met nood aan extra zorg daarentegen ligt significant lager dan dat van de kansrijke kinderen én dat van de kinderen uit de lagere middenklasse. Dit geldt ook voor hun welbevinden. Op het gebied van werkhouding, motivatie en attitude t.o.v. klastaken (‘onafhankelijk’ en ‘werkhouding’) liggen de schaalscores van de kansrijke kinderen significant hoger dan die van de kleuters uit de andere clusters.


31

3.2. Verklaringskracht van de verschillende ‘vermogens’ waarover een leerling beschikt voor de sociaal-emotionele ontwikkeling Om de verklaringskracht van de verschillende ‘vermogens’ te meten, voeren we een analyse uit met als onafhankelijke variabelen degene waarmee de clusters geconstrueerd werden, en als afhankelijke variabelen de afgeleide schaalscores voor de sociaal-emotionale ontwikkeling in de derde kleuterklas. Figuur 20 illustreert de keuze van de analysetechniek. Voor de eenvoud van de analyse en een conceptueel gemakkelijkere interpretatie, zullen we eerst de sociale vaardigheden behandelen en daarna de dynamisch-affectieve attitudes. Er zijn drie onafhankelijke variabelen: de ‘vermogens’ van een kleuter, zijnde de factorscores op de eerste, de tweede en de derde factor. Gelet op het aantal afhankelijke en onafhankelijke variabelen en het feit dat alle variabelen een metrisch meetniveau hebben, is een multivariate meervoudige regressie-analyse de meest geschikte techniek.

AS prosociaal

Socio-econ. vermogen

AS agressief

AS hyperactief

Groei- en ontw.vermogen

AS asociaal

AS conflict Socio-cult-educ. vermogen

AS nabijheid

AS populariteit


Figuur .20


34

Hoofdstuk 3

Alvorens de regressie-analyse aan te vatten, beschrijven we de samenhang tussen de verschillende ‘vermogens’ en de schalen van sociale vaardigheden. In tabel 15 zien we dat er een zwak verband is tussen het sociaal-economisch vermogen (F1) van een kind en zijn/haar sociale vaardigheden. Dit geldt ook voor het sociaalcultureel-educatief vermogen (F3). Voor het groeien ontwikkelingsvermogen (F2) daarentegen stellen we vast dat er geen enkele lineaire statistische samenhang is met sociale vaardigheden. Tabel .15

Prosociaal Agressief Hyperactief Asociaal Conflict Nabijheid Populariteit

*

Correlatiematrix (r) voor ‘vermogens’ en sociale vaardigheden Factor1

Factor2

Factor3

0,11 -0,10 -0,18 -0,04 -0,04 0,12 0,12

0,01 0,01 -0,04 -0,01 -0,00 -0,03 -0,00

0,20 -0,12 -0,15 -0,14 -0,08 0,18 0,19


Deze correlatiematrix geeft al een goede indicatie van hoe de regressievergelijkingen er uit zullen zien. Wanneer we de factorscores van een kleuter kennen op de drie hoger vermelde vermogens, kunnen we een schatting maken van de niet-cognitieve startpositie van die kleuter: Prosociaal gedrag = 4,45 + (0,09 * F1) + (0,20 * F3) Agressief = 2,01 + (-0,10 * F1) + (-0,14 * F3) Hyperactief = 2,43 + (-0,20 * F1) + (-0,18 * F3) Asociaal = 2,18 + (-0,16 * F3) Conflict = 1,84 + (-0,08 * F3) Nabijheid = 4,39 + (0,12 * F1) + (0,22 * F3) Populariteit = 4,69 + (0,10 * F1) + (0,18 * F3) Factor 2, d.i. het groeien ontwikkelingsvermogen, werd niet opgenomen in de vergelijkingen omdat deze parameter niet significant verschillend is van nul. Op basis van F-toetsen weten we dat de modellen een significant deel van de spreiding in de scores voor sociale vaardigheden verklaren. De proportie verklaarde variantie (R2) is telkens laag: de ‘vermogens’ nemen hoogstens 5% van de spreiding in de scores voor sociale vaardigheden voor hun rekening. Dit is niet verwonderlijk gezien de zwakke correlaties (zie tabel 15).


35

Op analoge wijze voeren we nu een regressie-analyse uit voor de dynamischaffectieve attituden en vaardigheden. De structuur van de analyse ziet er als volgt uit:

AS zelfvertrouwen Socio-econ. vermogen AS welbevinden

Groei- en ontw.vermogen

DynamischAS coöperatief

affectieve attituden

AS onafhankelijk Socio-cult-educ. vermogen AS werkhouding

Figuur .21


38

Hoofdstuk 3

Tabel 16 toont ons de samenhang tussen de verschillende ‘vermogens’ en de schalen van dynamisch-affectieve attituden. Zowel voor het sociaal-economisch vermogen (F1) als voor het sociaal-cultureel-educatief vermogen (F3) is er een zwak verband met de dynamisch-affectieve attituden en vaardigheden van een kind. Voor het groeien ontwikkelingsvermogen (F2) stellen we opnieuw geen enkele correlatie vast. Tabel .16

Correlatiematrix (r) voor ‘vermogens’ en dynamisch-affectieve attituden


*

Factor1

Factor2

Factor3

0,20 0,10 0,10 0,30 0,21

0,06 0,02 0,02 0,07 0,05

0,16 0,17 0,15 0,17 0,15


De regressie-analyse leidt tot de volgende vergelijkingen: Zelfvertrouwen = 4,16 + (0,22 * F1) + (0,07 * F2) + (0,19 * F3) Welbevinden = 5,03 + (0,07 * F1) + (0,14 * F3) Coöperatief = 4,95 + (0,08 * F1) + (0,14 * F3) Onafhankelijk = 4,04 + (0,36 * F1) + (0,08 * F2) + (0,20 * F3) Werkhouding = 4,02 + (0,27 * F1) + (0,06 * F2) + (0,19 * F3) De parameter ‘groeien ontwikkelingsvermogen’ is voor de afgeleide schalen ‘welbevinden’ en ‘coöperatief’ niet significant verschillend van nul; vandaar dat hij weggelaten werd uit de regressievergelijkingen. Uit F-toetsen blijkt dat de modellen een significant deel van de spreiding in de scores voor dynamischaffectieve attituden verklaren. De proportie verklaarde variantie (R2) ligt iets hoger dan bij ‘sociale vaardigheden’: de ‘vermogens’ nemen zo’n 6% van de spreiding in de scores voor dynamisch-affectieve attituden voor hun rekening; voor de afgeleide schaalscore ‘onafhankelijk’ loopt dit op tot 11%.

3.3. Samenvatting Onderstaande tabel levert ons de basisgegevens om de verschillen in sociaalemotionele ontwikkeling tussen de clusters te onderzoeken. Op basis van de resultaten voor de cognitieve prestaties uit voorgaand hoofdstuk, hebben we in tabel 17 hypothetisch een rangorde gekozen voor de clusters die voorgesteld wordt door de pijl van links naar rechts. We veronderstellen immers dat op


39

sociaal-emotioneel vlak de kansrijke kinderen het sterkst ontwikkeld zijn en de kansarme kinderen het zwakst. Tabel .17

Gemiddelden op de sociaal-emotionele schalen (max.=6) naar cluster

Variabele

CL3 kansrijk



CL4 kansarm

prosociaal gedrag agressief gedrag (-) hyperactief-afleidbaar gedrag (-) asociaal gedrag (-) conflict (-) nabijheid (bij leerkracht) populariteit welbevinden coöperatief gedrag onafhankelijkheid werkhouding zelfvertrouwen

4,54 1,91 2,23

4,56 2,00 2,42

4,42 1,90 2,46

4,24 2,16 2,70

2,13 1,80 4,50 4,78 5,11 5,04 4,39 4,30 4,38

2,07 1,86 4,52 4,77 5,10 4,97 3,99 4,02 4,21

2,22 1,80 4,46 4,70 4,91 4,96 3,80 3,81 3,94

2,34 1,89 4,11 4,48 4,87 4,79 3,67 3,71 3,87

*

(-) duidt op een negatieve attitude; d.w.z. hoe hoger de afgeleide schaalscore, hoe zwakker het resultaat voor die welbepaalde schaal van socio-emotionele ontwikkeling

De cijfers uit tabel 17 bevestigen de hoger geformuleerde verwachting. Door middel van variantie-analyse weten we dat – behalve voor ‘conflict’ - de waargenomen verschillen tussen de groepen van kleuters niet aan toeval te wijten zijn. Een Tukey-toets geeft ons meer inzicht in de aard van die verschillen. Bij het begin van hun schoolloopbaan verschillen de kansarme kinderen voor hun sociale vaardigheden van de kansrijke kinderen en van de kinderen uit de lagere middenklasse. Voor hun sociale relaties (‘populariteit’ en ‘nabijheid’) en hun agressief gedrag verschillen ze eveneens van de kinderen met nood aan extra zorg. Daarnaast toont de Tukey-test een significant verschil tussen de kansrijke kinderen en de kleuters uit de lagere middenklasse voor hyperactief en afleidbaar gedrag; en dit in het voordeel van de kansrijke kleuters. Ook voor hun dynamisch-affectieve attitudes verschillen de kansarme kinderen significant van de kansrijke kinderen en van de kinderen uit de lagere middenklasse. Het zelfvertrouwen van de kansrijke kinderen ligt significant hoger dan dat van de andere kleuters. De kinderen met nood aan extra zorg onderscheiden zich van de kansrijke kleuters en van de kinderen uit de lagere middenklasse door een lager zelfvertrouwen en minder welbevinden. Op het gebied van werkhouding, motivatie en attitude t.o.v. klastaken (‘onafhankelijk’ en ‘werkhouding’) liggen de schaalscores van de kansrijke kinderen significant hoger dan die van de kleuters uit de andere clusters. Op basis van deze resultaten kunnen we de onderzoeksvraag bevestigend beantwoorden: ‘De cluster waartoe een kleuter behoort, is een predictor voor de

40

Hoofdstuk 3

sociaal-emotionele vaardigheden van die kleuter bij het begin van zijn/haar schoolloopbaan.’ Ook de ‘vermogens’ waarover een kind bij het begin van de schoolloopbaan beschikt, leveren een bescheiden bijdrage om een schatting te maken van de startpositie van een kleuter: Prosociaal gedrag = 4,45 + (0,09 * F1) + (0,20 * F3) Agressief = 2,01 + (-0,10 * F1) + (-0,14 * F3) Hyperactief = 2,43 + (-0,20 * F1) + (-0,18 * F3) Asociaal = 2,18 + (-0,16 * F3) Conflict = 1,84 + (-0,08 * F3) Nabijheid = 4,39 + (0,12 * F1) + (0,22 * F3) Populariteit = 4,69 + (0,10 * F1) + (0,18 * F3) Zelfvertrouwen = 4,16 + (0,22 * F1) + (0,07 * F2) + (0,19 * F3) Welbevinden = 5,03 + (0,07 * F1) + (0,14 * F3) Coöperatief = 4,95 + (0,08 * F1) + (0,14 * F3) Onafhankelijk = 4,04 + (0,36 * F1) + (0,08 * F2) + (0,20 * F3) Werkhouding = 4,02 + (0,27 * F1) + (0,06 * F2) + (0,19 * F3) Daar waar het sociaal-economisch vermogen het zwaarst doorweegt als voorspeller van de cognitieve startpositie (zie hoofdstuk 2), speelt de derde factor, met name het sociaal-cultureel-educatief vermogen een belangrijker rol in de nietcognitieve ontwikkeling van een kind.

41

HOOFDSTUK 4 DE STARTPOSITIE VAN KANSARME KINDEREN DIE GEEN GOK-LEERLING ZIJN

4.1. De variabele ‘congruentie’ In de voornoemde paper ‘Kansarme leerlingen in de derde kleuterklas: afbakening en profiel van de doelgroep’ (Poesen-Vandeputte & Nicaise, 2008) werd ook nagegaan in welke mate de doelgroepleerlingen tevens GOK-leerlingen zijn. Voor alle duidelijkheid hernemen we hieronder de frequentietabel die de indeling in vier leerlingenclusters ‘kruist’ met de GOK-indeling. Tabel .18

Frequentietabel GOK-leerlingen naar cluster

Freq Perc Rij% Kolom%



CL3 kansrijk

CL4 kansarm

Totaal

Niet GOK

471 20,20 25,49 73,14

96 4,12 5,19 75,00

919 39,41 49,73 97,97

362 15,52 19,59 58,20

1848 79,25

Wel GOK

173 7,42 35,74 26,86

32 1,37 6,61 25,00

19 0,81 3,93 2,03

260 11,15 53,72 41,80

484 20,75

Totaal

644 27,62

128 5,49

938 40,22

622 26,67

2332 100

Op basis van tabel 18 hebben we in bovengenoemde paper de begrippen ‘vals negatieven’ en ‘vals positieven’ geïntroduceerd. ‘Vals positieven’ zijn kinderen die wel GOK-leerling zijn, maar niet kansarm (noch cluster 4, noch cluster 1). Volgens onze doelgroepafbakening zou dus slechts 2,18% van de kinderen onterecht

42

Hoofdstuk 4

beantwoorden aan de GOK-criteria. ‘Vals negatieven’ daarentegen zijn kinderen die geen GOK-leerling zijn, maar wel kansarm (cluster 4). In tabel 18 zien we dat 15,52% van de kinderen mogelijks onterecht buiten de GOK-criteria valt. Beleidsmatig gezien is dit een niet te verwaarlozen groep. Daarom onderzoeken we hier – zowel cognitief als niet-cognitief - de startpositie van de ‘vals negatieven’ bij het begin van hun schoolloopbaan. Voor deze analyse creëren we een nieuwe variabele ‘congruentie’ die vier categorieën oplevert (zie tabel 19). Tabel .19

niet GOK GOK

De variabele ‘congruentie’ heeft vier mogelijke waarden niet kansarm

kansarm

true negative false positive

false negative true positive

4.2. Cognitieve prestaties In eerste instantie bekijken we in tabel 20 de gemiddelde toetsscores voor taal en rekenbegrip naargelang de congruentie tussen GOK/kansarmoede. Tabel .20

Gemiddelde toetsscore voor taal en rekenbegrip, begin derde kleuterklas, naargelang ‘congruentie’

taal rekenbegrip

niet kansarm

kansarm

niet GOK

48,22 47,20 45,55 41,38

44,53 43,24 40,57 39,15

GOK

Zoals we kunnen verwachten scoort de groep ‘true negative’ (d.i. niet GOK en niet kansarm) het best; en dit zowel voor taal als voor rekenbegrip. Op analoge wijze scoort de groep ‘true positive’ (d.i. wel GOK en wel kansarm) het zwakst. De gemiddelde toetsscore van de andere groepen, met name ‘false negative’ en ‘false positive’, ligt hier tussenin. De gegevens uit tabel 20 worden visueel voorgesteld in figuur 22 en figuur 23 – respectievelijk voor taal en rekenbegrip.

De startpositie van kansarme kinderen

*

‘falsne’ = false negative (onterecht niet-GOK), ‘falspo’ = false positive (onterecht GOK), ‘truene’ = true negative (terecht niet-GOK), ‘truepo’ = true positive (terecht GOK)

Figuur .22

*

43

Box plot van toetsscore taal, begin derde kleuterklas, naargelang ‘congruentie’

‘falsne’ = false negative (onterecht niet-GOK), ‘falspo’ = false positive (onterecht GOK), ‘truene’ = true negative (terecht niet-GOK), ‘truepo’ = true positive (terecht GOK)

Figuur .23

Box plot van toetsscore rekenbegrip, begin derde kleuterklas, naargelang ‘congruentie’

De vraag is nu of de soms kleine verschillen statistisch verantwoorde conclusies toelaten of zijn ze eerder aan het toeval toe te schrijven? Figuur 24 illustreert de keuze van de analysetechniek. De cognitieve ontwikkeling van kleuters wordt gemeten aan de hand van verschillende toetsen en bijgevolg zijn er verschillende afhankelijke variabelen. De onafhankelijke variabele ‘congruentie’ heeft een

44

Hoofdstuk 4

nominaal meetniveau. Deze polytome variabele telt vier categorieën. Gezien het aantal afhankelijke en onafhankelijke variabelen en hun respectievelijke meetniveaus is een multivariate variantie-analyse de meest geschikte techniek.

Toetsscore taal

Congruentie

Toetsscore rekenbegrip

Figuur .24


Tabel 21 toont ons de output van deze variantie-analyse. Tabel .21

Taal Rekenbegrip

Variantie-analyse cognitieve resultaten i.f.v. ‘congruentie’ F-toets

p-waarde

80,12 106,52

<0,0001 <0,0001

De berekende F-toetsen met bijhorende p-waarden geven aan dat de cognitieve toetsscores significant verschillen i.f.v. ‘congruentie’. Om meer inzicht te krijgen in de aard van deze verschillen voeren we een Tukey-test uit die de vier categorieën van ‘congruentie’ paarsgewijs vergelijkt.


Tabel .22

Tukey-toets voor cognitieve prestaties (paarsgewijze vergelijking ‘congruentie’)

true negative true negative true negative false negative false negative false positive

*

45

false negative false positive true positive false positive true positive true positive

Taal

Rekenbegrip

***

*** *** ***

*** *** ***

***


We gebruiken de resultaten van de Tukey-toets (tabel 22) voor de interpretatie van onderstaande tabel 23 waarbij de waargenomen gemiddelde toetsscores voor taal en rekenbegrip vergeleken worden met een mogelijke hypothetische rangorde van de vier categorieën ‘congruentie’. Wellicht zal er weinig discussie ontstaan als we ervan uit gaan dat de groep ‘true negative’ het best scoort en de groep ‘true positive’ het zwakst. Wat de groepen ‘false positive’ en ‘false negative’ betreft, kunnen de veronderstellingen uiteenlopend zijn, maar wij gaan ervan uit dat hun cognitieve prestaties tussen de twee uitersten in liggen - en wel zodanig dat ‘false positive’ op de tweede plaats komt en ‘false negative’ op de derde plaats. Als we nu naar tabel 23 kijken, stellen we vast dat de gemiddelde prestaties voor taal de hypothese bevestigen. Voor rekenbegrip is de rangorde niet helemaal zoals we verondersteld hadden: de groep ‘false negative’ scoort gemiddeld beter dan de groep ‘false positive’. De Tukey-test (zie tabel 22) leert ons echter dat de verschillen in toetsscores tussen deze twee groepen louter aan toeval te wijten zijn. Voorts zien we in tabel 22 dat de groep ‘true positive’ – d.i. GOK en kansarm – significant verschilt van de drie andere categorieën op het gebied van taal. Op analoge wijze onderscheidt de groep ‘true negative’ – d.i. niet GOK en niet kansarm – zich significant van de andere groepen op het gebied van rekenbegrip. Tabel .23

Gemiddelde cognitieve prestaties, begin derde kleuterklas: empirische resultaten vergeleken met hypothetische rangorde Hypothetische rangorde

1. 2. 3. 4.

true negative false positive false negative true positive

niet GOK, niet kansarm wel GOK, niet kansarm niet GOK, wel kansarm wel GOK, wel kansarm

Empirische resultaten Taal

Rekenbegrip

48,22 45,55 44,53 40,57

47,20 41,38 43,24 39,15

Hoe zit het nu met de ‘vals negatieven’? Vormt deze groep beleidsmatig gezien een probleem? Voor rekenbegrip is het alvast zo dat hun toetsresultaten significant beter zijn dan die van de groep ‘true positive’. Dit betekent dat de ‘vals

46

Hoofdstuk 4

negatieven’ niet ‘vals’ zijn en m.a.w. terecht buiten de GOK-criteria vallen. Wat de wiskunderesultaten van de ‘vals positieven’ betreft, leert de Tukey-test ons dat hun prestaties significant lager liggen dan die van de groep ‘true negative’. M.a.w. de kleine groep ‘vals positieven’ zijn – wat rekenvaardigheden betreft - niet ‘vals’ en beantwoorden dus terecht aan de GOK-criteria. Voor rekenbegrip kunnen we stellen dat de GOK-indeling correct is. Vervolgens gaan we hetzelfde na voor taal. De taalscores van de ‘vals negatieven’ zijn significant beter dan die van de groep ‘true positive’. Dit betekent dat de ‘vals negatieven’ ook op dit vlak niet ‘vals’ zijn. We vergelijken nu de ‘vals positieven’ met de groep ‘true negative’ en stellen a.h.v. de Tukey-test vast dat hun prestaties voor taal niet verschillen. De ‘vals positieven’ beantwoorden dus inderdaad onterecht aan de GOK-criteria. We kunnen stellen dat de GOK-criteria een correct onderscheidend vermogen hebben in het kansarme segment om de taalzwaksten eruit te halen. In het kansrijke segment echter heeft de GOK-indeling het wat moeilijker om sterk taalvaardige kleuters als niet-GOK in te delen. Aangezien het slechts om een kleine groep gaat, hoeft dit beleidsmatig gezien geen probleem te zijn.

4.3. Sociaal-emotionele ontwikkeling Nu we de cognitieve ontwikkeling van de kleuters onderzocht hebben in functie van ‘congruentie’, bestuderen we op analoge wijze hun niet-cognitieve ontwikkeling. Eerst komen de sociale vaardigheden aan bod en vervolgens de dynamisch-affectieve attituden. 4.3.1. Sociale vaardigheden In tabel 24 rapporteren we de gemiddelde schaalscores voor sociale vaardigheden naargelang de congruentie tussen GOK/kansarmoede.


Tabel .24

47

Gemiddelde schaalscore voor sociale vaardigheden tijdens derde kleuterklas naargelang ‘congruentie’

Prosociaal Agressief (-) Hyperactief (-) Asociaal (-) Conflict (-) Nabijheid Populariteit

True negative

False positive

False negative

True positive

4,57 1,92 2,27 2,10 1,81 4,52 4,79

4,23 1,95 2,46 2,37 1,94 4,19 4,61

4,29 2,17 2,67 2,31 1,92 4,19 4,55

4,26 2,12 2,67 2,26 1,88 4,17 4,49

De pijl van links naar rechts duidt op de hypothetische rangorde. Naar verwachting scoort de groep ‘true negative’ (d.i. niet GOK en niet kansarm) voor sociale vaardigheden het best. De groep ‘true positive’ (d.i. wel GOK en wel kansarm) scoort duidelijk zwakker, maar daarom niet altijd het zwakst. Aan de hand van een variantie-analyse (cf. infra) zullen we uitspraken kunnen doen over de statistische significantie van de waargenomen verschillen. Figuur 25 toont de structuur van de analysetechniek.

AS prosociaal

AS agressief

AS hyperactief

Congruentie

AS asociaal

AS conflict

AS nabijheid

AS populariteit


Figuur .25


50

Hoofdstuk 4

In tabel 25 zien we de output van deze variantie-analyse. Tabel .25

Variantie-analyse sociale vaardigheden i.f.v. ‘congruentie’


F-toets

p-waarde

21,08 8,56 23,76 7,85 2,44 20,30 18,13

<0,0001 <0,0001 <0,0001 <0,0001 0,06 <0,0001 <0,0001

De berekende F-toetsen met bijhorende p-waarden geven aan dat bijna alle afgeleide schaalscores voor sociale vaardigheden significant verschillen i.f.v. ‘congruentie’, behalve de schaal ‘conflict’. Om meer inzicht te krijgen in de aard van deze verschillen voeren we een Tukey-test uit die de vier categorieën van ‘congruentie’ paarsgewijs vergelijkt. Tabel .26

true negative true negative true negative false negative false negative false positive *

Tukey-toets voor sociale vaardigheden (paarsgewijze vergelijking ‘congruentie’)


prosociaal

agressief

hyperactief

asociaal

nabijheid

populariteit

***

***

***

***

***

***

***

***

***

***

***

*** ***


Tabel 26 leert ons dat de sociale vaardigheden van de groep ‘true negative’ significant verschillend zijn van die van de groep ‘true positive’. Wanneer we tabel 24 hernemen, zien we inderdaad dat de ‘kansarme GOK-kinderen’ systematisch lager scoren dan de ‘niet kansarme niet GOK-kinderen’. Hetzelfde geldt voor de groepen ‘true negative’ en ‘false negative’: de sociale vaardigheden van ‘niet kansarme niet GOK-kinderen’ zijn beter ontwikkeld dan die van ‘kansarme niet GOK-kinderen’. Deze laatste groep is voor sociale vaardigheden onterecht ‘niet GOK’ en is dus inderdaad ‘false negative’. Voor het beleid betekent dit een


51

aandachtspunt. Tot slot toont tabel 26 ons dat het prosociaal gedrag van de groep ‘true negative’ significant verschilt van de groep ‘false positive’. Concreet betekent dit (zie tabel 24) dat ‘niet kansarme niet GOK-kinderen’ beter kunnen belangstelling tonen, hulp of troost bieden, samenwerken, … dan ‘niet kansarme GOK-kinderen’. Voor dit aspect van sociale vaardigheden is deze kleine groep kinderen dus terecht GOK en mogen we ze niet als ‘false’ bestempelen. Voor het overige zijn de verschillen in tabel 24 aan het toeval toe te schrijven. 4.3.2. Dynamisch-affectieve attituden en vaardigheden Na de sociale vaardigheden, bestuderen we vervolgens de dynamisch-affectieve attituden. In tabel 27 zien we voor dit aspect van niet-cognitieve ontwikkeling de gemiddelde schaalscores naargelang de ‘congruentie’. Tabel .27

Gemiddelde schaalscore voor dynamisch-affectieve attituden tijdens derde kleuterklas naargelang ‘congruentie’


True negative

False positive

False negative

True positive

4,32 5,11 5,03 4,27 4,22

3,93 4,89 4,91 3,72 3,80

3,96 4,90 4,78 3,81 3,76

3,89 4,94 4,82 3,60 3,67

De pijl geeft aan dat we van links naar rechts dalende scores verwachten. Inderdaad, de groep ‘true negative’ is het sterkst ontwikkeld voor de dynamischaffectieve attituden en vaardigheden. Bij de andere groepen is de rangorde echter wisselend. De vraag is of deze verschillen significant zijn. We onderzoeken dit aan de hand van een variantie-analyse. Figuur 26 toont de structuur van deze analysetechniek.

AS zelfvertrouwen

AS welbevinden

Congruentie

DynamischAS coöperatief

affectieve attituden

AS onafhankelijk

AS werkhouding

Figuur .26


54

Hoofdstuk 4

In tabel 28 zien we de resultaten van de variantie-analyse. Tabel .28

Variantie-analyse dynamisch-affectieve attituden i.f.v. ‘congruentie’


F-toets

p-waarde

23,34 11,82 14,40 46,65 32,31

<0,0001 <0,0001 <0,0001 <0,0001 <0,0001

De berekende F-toetsen met bijhorende p-waarden geven aan dat alle afgeleide schaalscores voor dynamisch-affectieve attituden significant verschillen i.f.v. ‘congruentie’. Om meer inzicht te krijgen in de aard van deze verschillen voeren we een Tukey-test uit die de vier categorieën van ‘congruentie’ paarsgewijs vergelijkt. Tabel .29

true negative true negative true negative false negative false negative false positive *

Tukey-toets voor dynamisch-affectieve attituden (paarsgewijze vergelijking ‘congruentie’)


zelfvertrouwen

welbevinden

coöperatief

onafhankelijk

werkhouding

***

***

***

***

***

*** ***

***

***

***

***


De Tukey-test voor de dynamisch-affectieve attituden vertoont hetzelfde patroon als voor de sociale vaardigheden. Dit wil zeggen dat de dynamischaffectieve attituden van de groep ‘true negative’ significant verschillend zijn van die van de groep ‘true positive’. Wanneer we tabel 27 hernemen, zien we inderdaad dat de ‘kansarme GOK-kinderen’ systematisch lager scoren dan de ‘niet kansarme niet GOK-kinderen’. Hetzelfde geldt voor de groepen ‘true negative’ en ‘false negative’: de dynamisch-affectieve attituden van ‘niet kansarme niet GOKkinderen’ zijn beter ontwikkeld dan die van ‘kansarme niet GOK-kinderen’. Deze laatste groep is onterecht ‘niet GOK’ en is dus inderdaad ‘false negative’.


55

Beleidsmatig gezien is dit een niet onbelangrijk gegeven. In tabel 29 zien we ook dat de attitude ‘onafhankelijk’ van de groep ‘true negative’ significant verschilt van de groep ‘false positive’. Concreet betekent dit (zie tabel 27) dat ‘niet kansarme niet GOK-kinderen’ minder hulp en leiding nodig hebben, beter onafhankelijk werken, meer uitdagingen zoeken, … dan ‘niet kansarme GOKkinderen’. Voor deze attitude zijn de ‘false positive’ dus terecht GOK en mogen we ze niet als ‘false’ aanzien. De andere eventueel waargenomen verschillen in afgeleide schaalscores voor dynamisch-affectieve attituden zijn niet significant.

4.4. Samenvatting In de paper ‘Kansarme leerlingen in de derde kleuterklas: afbakening en profiel van de doelgroep’ (Poesen-Vandeputte & Nicaise, 2008) werd o.m. nagegaan in welke mate kansarme kinderen tevens GOK-leerlingen zijn. Zo blijkt er een groep van ruim 15% ‘vals negatieven’ te bestaan – dit zijn kinderen die geen GOKleerling zijn, maar wel kansarm. In hoofdstuk 4 hebben we hun startpositie aan het begin van hun schoolloopbaan onderzocht; en dit eerst voor hun cognitieve prestaties en daarna voor hun niet-cognitieve ontwikkeling. Daartoe hebben we een nieuwe variabele ‘congruentie’ gecreëerd die vier mogelijke waarden kan aannemen: true positive, false positive, true negative en false negative. Links in tabel 30 zien we voor de cognitieve prestaties de hypothetische rangorde van deze vier categorieën. Rechts in tabel 30 kunnen we die dan vergelijken met de empirische resultaten voor taal en rekenbegrip. Tabel .30

Gemiddelde cognitieve prestaties, begin derde kleuterklas: empirische resultaten vergeleken met hypothetische rangorde Hypothetische rangorde

1. 2. 3. 4.

true negative false positive false negative true positive

niet GOK, niet kansarm wel GOK, niet kansarm niet GOK, wel kansarm wel GOK, wel kansarm

Empirische resultaten Taal

Rekenbegrip

48,22 45,55 44,53 40,57

47,20 41,38 43,24 39,15

De gemiddelde prestaties voor taal bevestigen de veronderstelde rangorde. Door middel van variantie-analyse weten we dat de waargenomen verschillen ook significant zijn en een Tukey-toets verschaft meer inzicht in de aard van die verschillen. Zo is voor rekenbegrip de rangorde niet helemaal zoals we verwacht hadden: de groep ‘false negative’ scoort gemiddeld beter dan de groep ‘false positive’. De Tukey-test (zie tabel 22) leert ons echter dat de verschillen in toetsscores tussen deze twee groepen louter aan toeval te wijten zijn.

56

Hoofdstuk 4

Voor de cognitieve prestaties kunnen we reeds een antwoord formuleren op de onderzoeksvraag van dit vierde hoofdstuk: ‘In welke mate wordt de groep ‘kansarme niet GOK’-kinderen door het beleid inzake gelijke onderwijskansen over het hoofd gezien?’ Vooreerst kunnen we stellen dat er voor rekenbegrip geen probleem is: op basis van toetsscores rekenbegrip is de GOK-indeling correct. Voor taal is het antwoord meer genuanceerd: we kunnen stellen dat de GOK-criteria een correct onderscheidend vermogen hebben in het kansarme segment om de taalzwaksten eruit te halen. In het kansrijke segment echter heeft de GOK-indeling het wat moeilijker om sterk taalvaardige kleuters als niet-GOK in te delen. Aangezien het slechts om een kleine groep gaat, hoeft dit beleidsmatig gezien geen probleem te zijn. In het tweede deel van hoofdstuk 4 hebben we de socio-emotionele ontwikkeling onderzocht in functie van ‘congruentie’. Tabel 31 toont de gemiddelde schaalscores voor sociale vaardigheden. De pijl geeft de verwachte rangorde aan. Tabel .31

Gemiddelde schaalscore voor sociale vaardigheden tijdens derde kleuterklas naargelang ‘congruentie’


True negative

False positive

False negative

True positive

4,57 1,92 2,27 2,10 1,81 4,52 4,79

4,23 1,95 2,46 2,37 1,94 4,19 4,61

4,29 2,17 2,67 2,31 1,92 4,19 4,55

4,26 2,12 2,67 2,26 1,88 4,17 4,49

Uit de variantie-analyse leiden we het bestaan af van significante verschillen in schaalscores. Alleen voor ‘conflict’ berusten de verschillen tussen de groepen louter op toeval. Meer specifiek leert de Tukey-test ons dat de sociale vaardigheden van de groep ‘true negative’ significant sterker zijn dan die van de groep ‘true positive’. Een aandachtspunt voor het GOK-beleid is dat er op het gebied van sociale vaardigheden ruim 15% ‘vals negatieven’ bestaan. Voor het aspect ‘prosociaal gedrag’ daarentegen zijn de GOK-criteria in staat om de kleuters met de hoogste en de laagste score van elkaar te onderscheiden. Tot slot toont tabel 32 de gemiddelde schaalscores voor dynamisch-affectieve attituden naargelang de ‘congruentie’. De pijl geeft de hypothetische rangorde aan.


Tabel .32

57

Gemiddelde schaalscore voor dynamisch-affectieve attituden tijdens derde kleuterklas naargelang ‘congruentie’


True negative

False positive

False negative

True positive

4,32 5,11 5,03 4,27 4,22

3,93 4,89 4,91 3,72 3,80

3,96 4,90 4,78 3,81 3,76

3,89 4,94 4,82 3,60 3,67

Op basis van een F-toets weten we dat er significante verschillen in schaalscores bestaan tussen de vier ‘congruentie’-groepen. Meer specifiek leert de Tukey-test ons dat de dynamisch-affectieve attituden van de groep ‘true negative’ significant sterker zijn dan die van de groep ‘true positive’. Een aandachtspunt voor het GOK-beleid is dat er ook op het gebied van dynamisch-affectieve attituden ‘vals negatieven’ bestaan (ruim 15%). Voor het aspect ‘onafhankelijk’ daarentegen zijn de GOK-criteria in staat om de kleuters met de hoogste score te onderscheiden van kinderen met een lagere score. Zo kunnen we nu ook voor het luik ‘socio-emotionele ontwikkeling’ een antwoord formuleren op de onderzoeksvraag van dit vierde hoofdstuk: ‘In welke mate wordt de groep ‘kansarme niet GOK’-kinderen door het beleid inzake gelijke onderwijskansen over het hoofd gezien?’ Een belangrijke bevinding is dat er een groep van 15,52% kansarme kleuters bestaat die geen GOK-leerling zijn en die op het gebied van socio-emotionele ontwikkeling significant zwakker scoren.

59

BESLUIT

De relatie tussen de doelgroepafbakening van kansarme kinderen en de startpositie van deze kleuters bij het begin van hun schoolloopbaan, is het onderwerp van deze paper. Algemeen tonen de analyseresultaten dat kansarme kinderen in een significant zwakkere positie staan. Dit geldt zowel voor hun cognitieve prestaties (taal en rekenbegrip) als voor hun sociaal-emotionele ontwikkeling (sociale vaardigheden en dynamisch-affectieve attituden). Grosso modo bekomen we de volgende rangorde van clusters: 1. CL 3 – kansrijke kinderen; 2. CL1 – kinderen uit de lagere middenklasse; 3. CL2 – kinderen met nood aan extra zorg; 4. CL4 – kansarme kinderen. De resultaten van de toetsscores voor taal en rekenbegrip en van de schaalscores voor de sociaal-emotionele ontwikkeling bevestigen de inhoudelijke interpretatie van deze clusters. Ondanks de beperkte verklaringskracht van de verschillende ‘vermogens’ waarover een kind beschikt, zien we in de regressievergelijkingen dat het socioeconomisch vermogen vooral een predictor is voor cognitieve prestaties, terwijl het socio-cultureel-educatief vermogen een voorspellende waarde heeft voor de socio-emotionele ontwikkeling van een kleuter. Hierop verder bouwend, stellen we vast dat de GOK-criteria aansluiten bij het socio-economisch vermogen van een kind en dus een goede voorspelling maken van cognitieve prestaties. De GOK-criteria hebben echter minder oog voor het socio-cultureel-educatief vermogen van een kind en ‘missen’ hierdoor een groep van ruim 15% kansarme kinderen die sociaal-emotioneel significant zwakker ontwikkeld zijn. We zouden verder kunnen onderzoeken hoe deze kinderen gespreid zijn over de scholen. Zijn ze geconcentreerd in enkele scholen of komen ze gelijkmatig voor in alle scholen? Dit kan beleidsrelevante informatie opleveren m.b.t. de toekenning van de uren zorgcoördinatie. Een eerste aanzet tot een antwoord wordt in bijlage 2 geformuleerd.

61

BIJLAGE 1 DE STARTPOSITIE VAN KLEUTERS OP SCHOOL NAARGELANG DE GOK-INDELING11

1. Verschillen in cognitieve prestaties tussen GOK-leerlingen en niet GOK-leerlingen 1.1. Taal De toetsresultaten voor taal van kleuters die onder de GOK-criteria vallen (n=442), bedragen gemiddeld 41,09. Deze score is significant lager dan die van de niet GOK-leerlingen (F = 178 met p<0,0001). Deze laatste groep (n=1728) scoort gemiddeld 47,52.

Figuur .27

Box plot van testscores taal begin derde kleuterklas, naargelang GOK-indeling

11 0 = niet GOK-leerling; 1 = GOK-leerling

62

Bijlage 1

1.2. Rekenbegrip Voor voorbereidende rekenvaardigheden behalen de GOK-leerlingen (n=433) bij het begin van de derde kleuterklas een gemiddelde toetsscore van 39,38. De niet GOK-leerlingen (n=1729) doen het beter met een gemiddelde toetsscore van 46,45. Deze verschillen zijn statistisch significant (F=248,39 met p<0,0001).

Figuur .28

Box plot van testscores rekenbegrip begin derde kleuterklas, naargelang GOKindeling

2. Verschillen in sociaal-emotionele ontwikkeling tussen GOKleerlingen en niet GOK-leerlingen 2.1. Sociale vaardigheden Tijdens de derde kleuterklas zijn de sociale vaardigheden van GOK-leerlingen minder ontwikkeld dan die van niet GOK-leerlingen. Alleen voor ‘conflict’ zijn de verschillen niet significant.

Bijlage 1

Tabel .33

63

Gemiddelde afgeleide schaalscores voor sociale vaardigheden tijdens 3 de kleuterklas, naargelang GOK-indeling

prosociaal conflict (-) agressief (-) hyperactief (-) asociaal (-) populariteit nabijheid

GOK

Niet GOK

F-toets

p

4,22 1,88 2,14 2,70 2,32 4,46 4,16

4,48 1,84 1,98 2,40 2,18 4,72 4,43

58,44 1,82 15,09 51,54 15,02 62,48 49,19

<0,0001 0,1769 0,0001 <0,0001 0,0001 <0,0001 <0,0001

N=3847

Figuur .29

Box plot van afgeleide schaalscore ‘prosociaal’ tijdens derde kleuterklas, naargelang GOK-indeling

64

Bijlage 1

Figuur .30

Box plot van afgeleide schaalscore ‘conflict’ tijdens derde kleuterklas, naargelang GOK-indeling

Figuur .31

Box plot van afgeleide schaalscore ‘agressief’ tijdens derde kleuterklas, naargelang GOK-indeling

Bijlage 1

65

Figuur .32

Box plot van afgeleide schaalscore ‘hyperactief’ tijdens derde kleuterklas, naargelang GOK-indeling

Figuur .33

Box plot van afgeleide schaalscore ‘asociaal’ tijdens derde kleuterklas, naargelang GOK-indeling

66

Bijlage 1

Figuur .34

Box plot van afgeleide schaalscore ‘populariteit’ tijdens derde kleuterklas, naargelang GOK-indeling

Figuur .35

Box plot van afgeleide schaalscore ‘nabijheid’ tijdens derde kleuterklas, naargelang GOK-indeling

Bijlage 1

67

2.2. Dynamisch-affectieve attituden en vaardigheden Tijdens de derde kleuterklas zijn de dynamisch-affectieve attituden en vaardigheden van GOK-leerlingen minder ontwikkeld dan die van niet GOKleerlingen. Tabel .34

Gemiddelde afgeleide schaalscores voor dynamisch-affectieve attituden en vaardigheden tijdens 3de kleuterklas, naargelang GOK-indeling


GOK

Niet GOK

F-toets

p

3,84 4,87 4,79 3,54 3,64

4,21 5,04 4,95 4,11 4,07

75,69 30,89 28,80 166,39 85,22

<0,0001 <0,0001 <0,0001 <0,0001 <0,0001

N=3847

Figuur .36

Box plot van afgeleide schaalscore ‘zelfvertrouwen’ tijdens derde kleuterklas, naargelang GOK-indeling

68

Bijlage 1

Figuur .37

Box plot van afgeleide schaalscore ‘welbevinden’ tijdens derde kleuterklas, naargelang GOK-indeling

Figuur .38

Box plot van afgeleide schaalscore ‘coöperatief’ tijdens derde kleuterklas, naargelang GOK-indeling

Bijlage 1

69

Figuur .39

Box plot van afgeleide schaalscore ‘onafhankelijk’ tijdens derde kleuterklas, naargelang GOK-indeling

Figuur .40

Box plot van afgeleide schaalscore ‘werkhouding’ tijdens derde kleuterklas, naargelang GOK-indeling

71

BIJLAGE 2 SPREIDING ‘VALS NEGATIEVEN’ OVER SCHOLEN

In deze paper hebben we vastgesteld dat de GOK-criteria aansluiten bij het socioeconomisch vermogen van een kind en dus een goede voorspelling maken van cognitieve prestaties. De GOK-criteria hebben echter minder oog voor het sociocultureel-educatief vermogen van een kind en ‘missen’ hierdoor een groep van ruim 15% kansarme kinderen die sociaal-emotioneel significant zwakker ontwikkeld zijn. In antwoord op een bijkomende onderzoeksvraag die in het besluit geformuleerd werd, gaan we in bijlage 2 na hoe deze kinderen gespreid zijn over de scholen. Zijn ze geconcentreerd in enkele scholen of komen ze gelijkmatig voor in alle scholen? Hiertoe berekenen we per school (n=116) een concentratie-index. De formule luidt als volgt: de verhouding tussen het percentage ‘vals negatieven’ in een school en het percentage ‘vals negatieven’ in de totale steekproef (d.i. ruim 15%). Bemerk wel dat het hier telkens gaat om kinderen in de derde kleuterklas en niet over alle leerlingen van een school. Het resultaat zien we in figuur 41.

72

Figuur .41

Bijlage 2

Concentratie-index van ‘vals negatieven’ in K3 per school

We stellen vast dat kansarme niet GOK-kinderen niet gelijkmatig in alle scholen voorkomen, maar dat ze geconcentreerd zijn in een aantal scholen. Een poging om deze concentratie-index in verband te brengen met GOK- en/of zorguren leidt niet tot resultaten waaraan beleidsgevolgen mogen gekoppeld worden. Zoals gezegd, is de index uit figuur 41 gebaseerd op een steekproef van kinderen uit de derde kleuterklas, terwijl GOK- en zorguren op schoolniveau te situeren zijn.

73

ADDENDUM BIJ HOOFDSTUK 4 ‘DE STARTPOSITIE VAN KANSARME KINDEREN DIE GEEN GOK-LEERLING ZIJN’

In hoofdstuk 4 zijn we de startpositie nagegaan van een groep kansarme kinderen die geen GOK-leerling zijn. Ruim vijftien procent van de Vlaamse kinderen behoren tot deze ‘vals negatieven’. Een opmerkelijke bevinding is dat deze kinderen een zwakke sociaal-emotionele ontwikkeling hebben. James Heckman (2000) die de Nobelprijs voor de Economie won, onderstreept het belang van de sociaal-emotionele ontwikkeling bij jonge kinderen. De sociale vaardigheden en de motivatie van een kind kunnen relatief gemakkelijk gewijzigd worden en beïnvloeden de prestaties op school en op het werk. Volgens Heckman hebben we te vaak de neiging te geloven dat enkel cognitieve vaardigheden van cruciaal belang zijn voor succes in het leven. Daarom zetten we hier graag nog even een aantal zaken op een rijtje om op een heldere manier tot de juiste beleidsconclusies te komen. Het is namelijk niet altijd zo duidelijk met welke referentiecategorie men de vals negatieven en de vals positieven moet vergelijken om vast te stellen of deze congruentiegroepen werkelijk ‘vals’ zijn. Hopelijk leidt onderstaande rapportering tot een transparante opbouw van de beleidsconclusies. De vaststellingen die we hier doen, blijven in ieder geval dezelfde als hoger beschreven in hoofdstuk 4. Nieuw in dit addendum is dat we een ‘foto’ maken van de vals negatieven. Wie zijn de kinderen die uit de GOK-boot vallen? Hoe ziet hun vermogensprofiel eruit op het vlak van socio-economisch vermogen, groeien ontwikkelingsvermogen en sociaal-cultureel-educatief vermogen? Voor deze en een aantal andere kenmerken vergelijken we de groep ‘false negative’ met de groep ‘true negative’. Maar eerst bekijken we dus de relatieve positie van de vals negatieven en de vals positieven op het vlak van hun cognitieve prestaties enerzijds en op het vlak van hun sociaal-emotionele ontwikkeling anderzijds.

74

Addendum

Cognitieve prestaties Aan de hand van hun gemiddelde scores op taal en rekenbegrip onderzoeken we of de vals negatieven en de vals positieven inderdaad ‘vals’ zijn. Zijn ‘vals negatieven’ onterecht niet-GOK? De groep ‘false negative’ is niet-GOK maar wel kansarm. Hoe scoren zij in vergelijking met de groep ‘true negative’ die niet-GOK is en niet kansarm? Tabel .35

taal rekenbegrip

Cognitieve prestaties van ‘false negative’ vergeleken met die van ‘true negative’ False negative

True negative

significant

44,53 43,24

48,22 47,20

*** ***

Op basis van tabel 35 stellen we zowel voor taal als voor rekenbegrip vast dat de groep ‘false negative’ significant zwakker presteert dan de groep ‘true negative’. Waren de kinderen uit de groep ‘false negative’ dan beter wel GOKleerlingen geweest? Het antwoord zien we in onderstaande tabel 36. Tabel .36

taal rekenbegrip

Cognitieve prestaties van ‘false negative’ vergeleken met die van ‘true positive’ false negative

true positive

significant

44,53 43,24

40,57 39,15

*** ***

De groep ‘false negative’ scoort zowel voor taal als voor rekenbegrip significant beter dan de groep ‘true positive’ die tegelijk GOK is en kansarm. Hoeven de kinderen uit de groep ‘false negative’ dan toch geen GOK-leerlingen te zijn? De bevindingen op basis van de tabellen 35 en 36 doen ons besluiten dat het antwoord ergens tussenin ligt. In de dichotome indeling van GOK of niet-GOK zijn de ‘vals negatieven’ mossel noch vis. Op basis van hun cognitieve prestaties vormen ze een tussencategorie: ze scoren zwakker dan de kansrijkste kinderen en sterker dan de kansarmste kinderen. Het is dus een politieke keuze om te beslissen of het glas half vol is of half leeg. De keuze om de vals negatieven in te delen bij de niet-GOK-leerlingen is te verantwoorden omdat deze kinderen in sociologische termen weliswaar kansarm zijn, maar in termen van cognitieve prestaties gaat het niet om de meest leerbedreigde kinderen.

Addendum

75

Zijn ‘vals positieven’ onterecht GOK? De groep ‘false positive’ is GOK en niet kansarm. Hoe scoren zij in vergelijking met de groep ‘true positive’ die tegelijk GOK is en kansarm? Tabel .37

taal rekenbegrip

Cognitieve prestaties van ‘false positive’ vergeleken met die van ‘true positive’ false positive

true positive

significant

45,55 41,38

40,57 39,15

***

Uit tabel 37 blijkt dat de vaststellingen verschillend zijn naargelang het leergebied. Voor taal scoort de groep ‘false positive’ namelijk significant beter dan de groep ‘true positive’ waardoor de kinderen uit de groep ‘false positive’ misschien niet echt GOK-leerlingen hoeven te zijn (cf. infra). Voor rekenbegrip daarentegen is er geen significant verschil tussen de twee groepen waardoor de indeling als GOK-leerlingen terecht blijkt te zijn. Hoe ziet de situatie eruit als de vals positieven geen GOK-leerlingen geweest waren? Tabel .38

taal rekenbegrip

Cognitieve prestaties van ‘false positive’ vergeleken met die van ‘true negative’ false positive

true negative

significant

45,55 41,38

48,22 47,20

***

Op basis van tabel 38 zien we opnieuw een verschillend beeld naargelang het leergebied. De groep ‘false positive’ (d.i. GOK, niet kansarm) scoort voor taal even goed als de groep ‘true negative’ (d.i. niet GOK, niet kansarm). Deze vaststelling bevestigt dus dat - althans voor taal - de vals positieven inderdaad ‘vals’ zijn. Doch voor rekenbegrip scoort de groep ‘false positive’ significant slechter dan de groep ‘true negative’. Voor dit leergebied doet men er dus goed aan deze kinderen als GOK-leerlingen in te delen. Zoals we reeds konden vermoeden, mogen we nu aan de hand van de twee bovenstaande tabellen besluiten dat de vals positieven enkel ‘vals’ zijn voor het leergebied taal en hiervoor dus niet per se als GOK-leerlingen hoeven ingedeeld te worden. Voor het leergebied rekenbegrip echter, zijn de vals positieven leerbedreigd en is het dus terecht dat de overheid hen als GOK-leerlingen indeelt.

76

Addendum

Samenvattend Aan de hand van gemiddelde toetsscores voor taal en rekenbegrip kunnen we over het algemeen stellen dat de vals negatieven en de vals positieven niet ‘vals’ zijn en dat de GOK-indeling dus een correct onderscheidend vermogen heeft tussen al dan niet leerbedreigde kinderen. We benadrukken dat deze vaststelling enkel geldt voor de cognitieve aspecten en dat de conclusies voor de niet-cognitieve aspecten anders zijn zoals we hieronder zullen zien.

Sociaal-emotionele ontwikkeling In het volgende stuk onderzoeken we op basis van hun niet-cognitieve attituden en vaardigheden – eerst voor de sociale vaardigheden en daarna voor de dynamisch-affectieve attituden - of de vals negatieven en de vals positieven inderdaad ‘vals’ zijn. Zijn ‘vals negatieven’ onterecht niet-GOK? In tabel 39 vergelijken we de sociale vaardigheden van de groep ‘false negative’ (niet GOK, wel kansarm) met de groep ‘true negative’ (niet GOK, niet kansarm). We stellen vast dat de gemiddelde schaalscore van de vals negatieven systematisch lager ligt. Deze kinderen zouden misschien beter als GOK-leerlingen beschouwd worden. We bekijken dit nader in tabel 40.

Tabel .39

Sociale vaardigheden van ‘false negative’ vergeleken met die van ‘true negative’


False negative

True negative

Significant

4,29 2,17 2,67 2,31 1,92 4,19 4,55

4,57 1,92 2,27 2,10 1,81 4,52 4,79

*** *** *** *** *** *** ***

Welk beeld levert het op als de vals negatieven GOK-leerlingen zouden zijn? In tabel 40 vergelijken we hun sociale vaardigheden met die van de groep ‘true positive’ (GOK en kansarm). Hieruit blijkt dat er geen significante verschillen zijn tussen de twee groepen. Mede op basis van de vaststellingen in tabel 39 kunnen we besluiten dat de vals negatieven op het gebied van sociale vaardigheden

Addendum

77

inderdaad ‘vals’ zijn en dat ze dus beter als GOK-leerlingen zouden ingedeeld worden. Tabel .40

Sociale vaardigheden van ‘false negative’ vergeleken met die van ‘true positive’


False negative

True positive

4,29 2,17 2,67 2,31 1,92 4,19 4,55

4,26 2,12 2,67 2,26 1,88 4,17 4,49

Significant

We maken nu een analoge oefening voor de dynamisch-affectieve attituden. In tabel 41 en tabel 42 zien we dat de vaststellingen volledig gelijklopend zijn met die voor de sociale vaardigheden. De gemiddelde schaalscores op de dynamischaffectieve attituden van de vals negatieven zijn significant lager dan die van de groep ‘niet GOK en niet kansarm’. Het lijkt dus beter de vals negatieven als GOKleerlingen in te delen. Tabel .41

Dynamisch-affectieve vaardigheden van ‘false negative’ vergeleken met die van ‘true negative’


False negative

True negative

Significant

3,96 4,90 4,79 3,81 3,76

4,32 5,11 5,03 4,27 4,22

*** *** *** *** ***

Wat leert tabel 42 ons als de vals negatieven GOK-leerlingen zouden zijn? We vergelijken hun dynamisch-affectieve attituden met die van de groep ‘true positive’ (GOK en kansarm). Hieruit blijkt dat er geen significante verschillen zijn tussen de twee groepen. Op basis van tabel 41 en tabel 42 kunnen we besluiten dat de vals negatieven ook op het gebied van dynamisch-affectieve attituden inderdaad ‘vals’ zijn en dat ze dus beter als GOK-leerlingen zouden ingedeeld worden.

78

Tabel .42

Addendum

Dynamisch-affectieve vaardigheden van ‘false negative’ vergeleken met die van ‘true positive’


False negative

True positive

3,96 4,90 4,79 3,81 3,76

3,89 4,94 4,82 3,60 3,67

Significant

Zijn ‘vals positieven’ onterecht GOK? De vals positieven zijn GOK-leerlingen die volgens onze indeling niet kansarm zijn. Zouden het dan beter niet-GOK-leerlingen zijn? Eerst vergelijken we hun sociale vaardigheden met die van de GOK-leerlingen die volgens ons ook kansarm zijn. In tabel 43 zien we dat er geen significante verschillen zijn tussen de twee groepen. Tabel .43

Sociale vaardigheden van ‘false positive’ vergeleken met die van ‘true positive’


False positive

True positive

4,23 1,95 2,46 2,37 1,94 4,19 4,61

4,26 2,12 2,67 2,26 1,88 4,17 4,49

Significant

Vervolgens vergelijken we hun sociale vaardigheden met die van de niet-GOKleerlingen die volgens onze indeling niet kansarm zijn. Tabel 44 toont ons dat er op prosociaal gedrag na- geen significante verschillen zijn tussen de twee groepen.

Addendum

Tabel .44

79

Sociale vaardigheden van ‘false positive’ vergeleken met die van ‘true negative’


False positive

True negative

Significant

4,23 1,95 2,46 2,37 1,94 4,19 4,61

4,57 1,92 2,27 2,10 1,81 4,52 4,79

***

Of de vals positieven die door het beleid als GOK-leerlingen beschouwd worden doch door ons als niet kansarm ingedeeld worden, nu best GOK- of nietGOK-leerlingen zijn, blijft onbeslist. Althans voor wat hun sociale vaardigheden betreft, kunnen we ze niet als ‘vals’ bestempelen. Tabel .45

Dynamisch-affectieve vaardigheden van ‘false positive’ vergeleken met die van ‘true positive’


False positive

True positive

3,93 4,89 4,91 3,72 3,80

3,89 4,94 4,82 3,60 3,67

significant

In tabel 45 en tabel 46 gaan we na of de vals positieven ‘vals’ zijn op het gebied van hun dynamisch-affectieve attituden. De vaststellingen zijn analoog aan die van de sociale vaardigheden. Op basis van de gemiddelde schaalscores zouden deze kinderen dus zowel als GOK- of als niet-GOK-leerling kunnen ingedeeld worden.

80

Tabel .46

Addendum

Dynamisch-affectieve vaardigheden van ‘false positive’ vergeleken met die van ‘true negative’

Zelfvertrouwen Welbevinden Coöperatief Onafhankelijk werkhouding

False positive

True negative

3,93 4,89 4,91 3,72 3,80

4,32 5,11 5,03 4,27 4,22

significant

***

Samenvattend In tegenstelling tot wat we hoger vastgesteld hebben voor de cognitieve aspecten, slagen de GOK-criteria er niet in om een groep van 15% kansarme kinderen (d.i. vals negatieven) te detecteren die een zwakke sociaal-emotionele ontwikkeling hebben. Wat de vals positieven betreft: zij kunnen niet ‘vals’ genoemd worden. Op basis van hun sociaal-emotionele ontwikkeling is het onbeslist of ze best als GOK- of als niet-GOK-leerling ingedeeld worden en is het eveneens onbeslist of ze als kansarm of als niet kansarm te beschouwen zijn. Rekening houdend met onze analyses op het vlak van cognitieve prestaties, besluiten we dat deze groep kinderen best GOK-leerlingen blijven. In een beleid van gelijke onderwijskansen verdient het immers de voorkeur een kind als GOK-leerling te beschouwen eerder dan het risico te lopen foutief aan te nemen dat het een niet-GOK-leerling is. Bovendien is de kans op verspilling van overheidsmiddelen klein aangezien het slechts om 2,18% van de Vlaamse kinderen gaat.

Profiel van de ‘vals negatieven’ Voortbouwend op de hoger staande bevindingen, brengen we in dit addendum een nieuw element aan, met name het profiel van de vals negatieven. We willen immers graag weten wíe de kansarme kinderen zijn die uit de GOK-boot vallen. We vergelijken deze groep telkens met de referentiegroep ‘true negative’ (niet GOK en niet kansarm). Net zoals hoger in deze paper maken we hier tevens gebruik van variantie-analyse en van de Tukey-test12 om na te gaan of de waargenomen verschillen statistisch significant zijn.

12 Significantieniveau 0,05

Addendum

81

Vermogens / kapitalen (in sociologische termen) Vooreerst bekijken we hoe het vermogensprofiel van de vals negatieven eruit ziet op het vlak van socio-economisch vermogen, groeien ontwikkelingsvermogen en sociaal-cultureel-educatief vermogen. Tabel .47

Vermogensprofiel (gemiddelde factorscores) van de vier congruentiegroepen

Vermogen

False negative

True negative

False positive

True positive

Sociaaleconomisch Groei & ontwikkeling Sociaal-cultureeleducatief

-0,34

0,46

-0,23

-1,03

0,14

-0,01

-1,80

0,10

-0,75

0,29

-0,25

-0,26

De vermogensverschillen tussen de groep ‘false negative’ en ‘true negative’ zijn statistisch significant. De vals negatieven hebben een lager sociaal-economisch en sociaal-cultureel-educatief vermogen. Alleen voor het groeien ontwikkelingsvermogen scoren de vals negatieven beter. In tabel 47 rapporteren we de gemiddelde factorscores van alle congruentiegroepen omdat we voor de vals negatieven twee opmerkelijke vaststellingen doen: het is de groep met het laagste sociaal-cultureel-educatief vermogen doch met het hoogste groeien ontwikkelingsvermogen. We merken ook op dat de groep ‘true negative’ het hoogste sociaal-cultureeleducatief vermogen heeft. Daardoor vormen ‘false negative’ en ‘true negative’ – die beide niet binnen de GOK-criteria vallen – twee uitersten wat het sociaalcultureel-educatief vermogen betreft … Culturele achtergrond Vervolgens vergelijken we de culturele achtergrond van de groep ‘false negative’ met die van de groep ‘true negative’.

82

Tabel .48

Addendum

Etnische afkomst van ‘false negative’ vergeleken met die van ‘true negative’

Etnische afkomst

False negative

True negative

Maghreb & Turkije Andere niet-Westeuropese landen West-Europa België

4,14% 2,23%

1,10% 1,54%

4,46% 89,17%

2,79% 94,57%

In tabel 48 zien we dat er bij de vals negatieven significant meer allochtone kinderen zijn, doch op het gebied van thuistaal is er geen verschil tussen de twee groepen (zie tabel 49). Tabel .49

Thuistaal van ‘false negative’ vergeleken met die van ‘true negative’

Thuistaal

False negative

True negative

Andere taal Andere taal + Nederlands Nederlands

1,52% 10,64% 87,84%

1,56% 7,81% 90,63%

Profielkenmerken Tot slot bespreken we nog een aantal profielkenmerken. Zowel bij ‘false negative’ als bij ‘true negative’ zijn er geen gezinnen die uitsluitend van een vervangingsinkomen moeten leven. Wat het bezit van een eigen woning betreft, zijn de verschillen wel significant (zie tabel 50). In de groep ‘false negative’ heeft 74% van de gezinnen een eigen woning tegenover 84% van de gezinnen in de groep ‘true negative’. Tabel .50

Woningbezit van ‘false negative’ vergeleken met dat van ‘true negative’

Bezit eigen woning?

False negative

True negative

Neen Ja

25,84% 74,16%

15,97% 84,03%

In tabel 51 toetsen we de hypothese dat kinderen uit de groep ‘false negative’ meer in éénoudergezinnen leven.

Addendum

Tabel .51

83

Gezinssamenstelling van ‘false negative’ vergeleken met die van ‘true negative’

Gezinssamenstelling

False negative

True negative

Geen oorspronkelijke ouders Éénoudergezin Samengesteld gezin Oorspronkelijke ouders

0% 11,94% 7,42% 80,65%

0,58% 4,87% 3,49% 91,07%

Er zijn tussen de twee groepen duidelijke verschillen in gezinssamenstelling die tevens statistisch significant zijn. Meer dan 10% van de vals negatieven leeft in een éénoudergezin. In tabel 52 zien we de gemiddelde waarden voor de volgende variabelen: Gemidberoep

Socio-professionele status ouders

Inkomstcategorie

Hoogte gezinsinkomen

Gemidopl5

Opleidingsniveau ouders

Leefwereld

Sociale contacten gezin met familie,vrienden, buren, …

Vrijetijd_ouders

Vrijetijdsbesteding en cultuurparticipatie ouders

Vrijetijd_kind

Vrijetijdsbesteding kind

Ling_actua

Literair kapitaal en interesse in de actualiteit

betrokkenheidgezin

Betrokkenheid gezin op schoolse zaken

contactgezinschool

Al dan niet goed contact tussen thuis en school

kloof

Etnische kloof tussen thuis en school (inschatting leerkracht)

behandeling

Aantal artsen / para-medici waarbij het kind in behandeling is

Extrazorg_insch2

Inschatting van ouders en leerkracht in welke mate het kind nood heeft aan extra zorgen

De vals negatieven scoren over de hele lijn zwakker. Alleen voor de variabele ‘behandeling’ is het verschil niet significant. Dit is in lijn met het sterk groeien ontwikkelingsvermogen van deze kinderen (zie hoger).

84

Tabel .52

Addendum

Profielkenmerken (gemiddelde waarden) van ‘false negative’ vergeleken met die van ‘true negative’

Variabele

False negative

True negative

Gemidberoep Inkomstcategorie Gemidopl5 Leefwereld Vrijetijd_ouders Vrijetijd_kind Ling_actua Betrokkenheidgezin Contactgezinschool Kloof (-) Behandeling (-) Extrazorg_insch2 (-)

3,66 2,60 3,03 3,95 1,32 2,40 3,35 4,56 4,29 1,63 0,26 2,80

5,21 3,50 3,76 4,55 1,51 2,86 4,06 5,21 4,93 1,37 0,22 2,34

(-) hoe lager de score, hoe beter

Tot slot analyseren we de inschatting van de schoolse ontwikkeling van een kleuter door ouders en leerkracht ( in vergelijking tot klasgenoten). Tabel .53

Inschatting schoolse ontwikkeling van ‘false negative’ vergeleken met die van ‘true negative’

Zwak Zwak tot gemiddeld Gemiddeld Gemiddeld tot sterk Sterk

False negative

True negative

4,86% 16,72% 32,52% 27,96% 17,93%

2,06% 5,90% 25,52% 30,28% 36,25%

Tabel 53 leert ons dat de schoolse ontwikkeling van de vals negatieven lager ingeschat wordt. De verschillen met de groep ‘true negative’ zijn significant. Besluit Aan de hand van (sociologische) vermogens, culturele achtergrond en een waaier van andere achtergrondkenmerken hebben we trachten te achterhalen wie de kansarme kinderen zijn die niet voldoen aan de GOK-criteria maar die toch duidelijk in hun sociaal-emotionele ontwikkeling een zwakkere startpositie kennen bij het begin van hun schoolloopbaan. Deze groep kleuters die wij ‘vals negatieven’ noemen (niet GOK, wel kansarm) kenmerken zich hoofdzakelijk door hun laag sociaal-cultureel-educatief vermogen. Het gaat hierbij om

Addendum

85

achtergrondkenmerken zoals de sociale leefwereld van het gezin, de vrijetijdsbesteding van de ouders en het kind, de relatie tussen school en thuis,… Een positieve noot is dat deze kinderen een groot groeien ontwikkelingsvermogen hebben. Hiermee verwijzen we naar gezondheidsaspecten van menselijk kapitaal zoals zwangerschapsduur en geboortegewicht. De groep ‘false negative’ omvat een hoger aandeel allochtone kinderen. Thuistaal is echter geen pijnpunt. Opvallend is wel dat bijna 20% van de vals negatieven niet bij beide oorspronkelijke ouders woont. Twaalf procent groeit op in een éénoudergezin. Het is dan ook naar verwachting dat bij de vals negatieven het aandeel gezinnen dat over een eigen woning beschikt, lager ligt. Voorts scoort de groep ‘false negative’ voor een brede waaier van profielkenmerken over de hele lijn zwakker dan de referentiegroep ‘true negative’. Tot slot schatten zowel de ouders als de leerkrachten de schoolse ontwikkeling van deze kinderen lager in. Mogelijks bestaat hier een link met de ‘educatieve’ component van het sociaal-cultureel-educatief vermogen en moeten ouders en leerkrachten zich behoeden voor een ‘self fulfilling prophecy’ (NESSE network of experts, 2008).

87

LITERATUUR

Heckman, J. J. (2000). Policies to foster human capital. Research in Economics, 54, 3-56. Maes, F. (2003). Longitudinaal onderzoek in het basisonderwijs. Kleutervragenlijst schooljaar 2002-2003 (Rep. No. LOA-rapport nr. 12). Leuven: Steunpunt LOA. NESSE network of experts (2008). Education and migration. Strategies for integrating migrant children in European schools and societies Brussels: European Commission. Poesen-Vandeputte, M. & Nicaise, I. (2008). Kansarme leerlingen in de derde kleuterklas: afbakening en profiel van de doelgroep (Rep. No. SSL-paper nr. SSL/OD1/2007.06). Leuven: Steunpunt SSL. Verachtert, P. (2003). Longitudinaal onderzoek in het basisonderwijs. Toetsen schooljaar 2002-2003 (Rep. No. LOA-rapport nr. 14). Leuven: Steunpunt LOA.

De relatie tussen de doelgroepafbakening van kansarme kleuters en hun startpositie op school

Recommend Documents