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

SiBO Schoolloopbanen in het BasisOnderwijs Dekenstraat 2 B – 3000 Leuven

Nederlandse vertaling van de StudentTeacher-Relationship-Scale (STRS) (Pianta, 2001) Toetsing van de factorstructuur en constructie van een verkorte versie

Gert Cornelissen & Karine Verschueren Centrum voor Schoolpsychologie

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

2002

LOA-rapport nr. 3

Voor meer informatie omtrent deze publicatie: Steunpunt LOA, Unit Onderwijsloopbanen Auteur(s): Gert Cornelissen & Karine Verschueren Centrum voor Schoolpsychologie Adres:

Dekenstraat 2, 3000 Leuven

Tel.:

+32 16 32 57 58 of +32 16 32 57 47

Fax.:

+32 16 32 58 59

E-mail:

[email protected]

Website: http://www.steunpuntloopbanen.be

Copyright (2002)

Steunpunt LOA p/a E. Van Evenstraat 2e, 3000 Leuven

Niets uit deze uitgave mag worden verveelvuldigd en/of openbaar gemaakt zonder uitdrukkelijk te verwijzen naar de bron. No material may be made public without an explicit reference to the source.

Abstract Nederlandse vertaling van de Student-Teacher-Relationship-Scale (STRS, Pianta, 2001) : Toetsing van de factorstructuur en constructie van een verkorte versie

Uit verscheidene studies blijkt dat een negatieve relatie met de leerkracht een risicofactor vormt voor de vroege schoolse aanpassing van jonge kinderen. Een hechte, open relatie met de leerkracht blijkt dan weer als protectieve factor voor risicokinderen te fungeren. In onderzoek naar schoolloopbanen van jonge kinderen is het daarom belangrijk een beeld te krijgen van de kwaliteit van die leerkrachtleerlingrelatie. Om de kwaliteit van de relatie met de leerkracht in kaart te brengen wordt in internationaal onderzoek vaak een beroep gedaan op de Student-Teacher-Relationship-Scale van Pianta (STRS, 2001). De STRS is een leerkrachtschaal bestaande uit 28 items, die op basis van exploratorische factoranalyse verdeeld worden over drie subschalen: Nabijheid (11 items), Afhankelijkheid (5 items) en Conflict (12 items). De subschaal Nabijheid peilt naar de mate waarin de leerkracht affectie, warmte en open communicatie ervaart met een bepaalde leerling. Afhankelijkheid verwijst naar bezitterig en aanhankelijk gedrag van het kind en een overdreven opeisen van de leerkracht. De subschaal Conflict peilt naar de aanwezigheid van discordante interacties en een gebrek aan verstandhouding tussen leerling en leerkracht. De STRS werd gebruikt in tientallen studies in verschillende naties en bij leerkrachten van kinderen tussen drie en negen jaar. Aan het Centrum voor Schoolpsychologie van de K.U.Leuven werd recent een Nederlandse vertaling van de schaal geconstrueerd en afgenomen bij een proefgroep van 199 kinderen en 12 leerkrachten uit de derde kleuterklas. Deze gegevens werden in de voorbereidende fase van het longitudinaal onderzoek over schoolloopbanen in het basisonderwijs (SIBO) geanalyseerd. Het doel van het analyseproject was tweevoudig. Ten eerste wilden we de factorstructuur van de STRS toetsen. Meer bepaald wilden we nagaan of de driefactorenstructuur die vooropgesteld werd door Pianta (2001) ook kon worden teruggevonden in een Vlaamse steekproef van kleuters, daarbij gebruik makend van confirmatorische factoranalyse naast exploratorische. Ten tweede was het de bedoeling om – indien mogelijk - een verkorte versie op te stellen en de psychometrische kwaliteiten van die verkorte schaal te toetsen. Uit een confirmatorsiche factoranalyse bleek, ten eerste, dat het vooropgestelde model met de drie factoren Nabijheid, Conflict en Afhankelijkheid, niet strookte met de data. De fit van dit model (alsook van de afzonderlijke unidimensionele modellen) voldeed niet aan de vooropgestelde criteria. Een model met slechts twee factoren, nl. Nabijheid en Conflict, dat werd opgesteld op grond van een exploratorische factoranalyse, vertoonde echter wel een acceptabele passing (Chi²(101) = 177.40, p < .00; Chi²/df = 1.89; GFI = .86, AGFI = .82, RMSEA = .062, NNFI = .90). Zowel de nieuwe conflictschaal (7 items) als de nieuwe nabijheidsschaal (9 items) waren voldoende intern consistent (alfa resp. .91 en .87). Ten tweede bleek het mogelijk om een verkorte versie van de STRS te construeren, bestaande uit twee subschalen (Conflict en Nabijheid) met elk vier items. De passing van dit tweefactorenmodel was aanvaardbaar (Chi² (19) = 39.51, p < .00; Ch²/df = 2.08, GFI = .94, AGFI = .89, RMSEA = .074, NNFI = .94). Hoewel de interne consistentie van de twee subschalen kleiner was dan die van de oorspronkelijke subschalen, bleef die zeker voldoende (alfa = .84 en .87). Dit beperkte verlies aan interne consistentie wordt gecompenseerd door de grote tijdswinst voor de leerkrachten bij het invullen van de schaal. Uit de resultaten van dit analyseproject werd besloten het wetenschappelijk verantwoord en praktisch aangewezen was de verkorte versie van de STRS in het longitudinaal onderzoek over schoolloopbanen in het basisonderwijs af te nemen.

INHOUDSTAFEL 1.

INLEIDING

1

2.

BESCHRIJVING VAN DE VRAGENLIJST

2

3.

PSYCHOMETRISCHE EIGENSCHAPPEN VAN DE ENGELSTALIGE VERSIE

3

3.1 Itemanalyse

4

3.2 Factoranalyse

5

3.3 Subschalen en Interne Consistentie-analyse

5

PSYCHOMETRISCHE EIGENSCHAPPEN VAN DE

7

4

5

4.1 Steekproefgegevens

7

4.2 Betrouwbaarheidsgegevens

8

CONFIRMATORISCHE FACTORANALYSES VOOR DE NEDERLANDSE VERTALING

11

5.1

Het driefactorenmodel volgens Pianta (2001)

13

5.2

Tweefactorenmodel op basis van exploratorische factoranalyse

15

5.2.1

Exploratorische factoranalyse

15

5.2.2

Toetsing van het nieuwe tweefactorenmodel

17

5.3. 6.

Tweefactorenmodel voor een verkorte versie van de STRS

CONCLUSIE

Referenties Bijlagen

NEDERLANDSE VERTALING

20 23

Nederlandse vertaling van de Student-Teacher-Relationship-Scale (STRS) (Pianta, 2001) : Toetsing van de factorstructuur en constructie van een verkorte versie 1. INLEIDING In haar thesisonderzoek rond zelfwaardering, relatie met de leerkracht en schoolaanpassing bij kleuters maakte Roncada (2001) ondermeer gebruik van de 'Student-TeacherRelationship-Scale' (STRS), ontwikkeld door Pianta (1996). Roncada vertaalde deze vragenlijst naar het Nederlands. De vertaalde versie kreeg de naam 'Relatieschaal Leerling-Leerkracht'. Deze vragenlijst peilt naar de kwaliteit van de relatie tussen leerling en leerkracht, zoals gepercipieerd door deze laatste. De schaal kan interessant zijn in het kader van onderzoek rond schoolloopbanen van jongeren. De STRS heeft zijn nut hierbij al bewezen : Pianta en Steinberg (1992) namen een proefversie van de STRS (waarin op basis van factoranalyse vijf dimensies onderscheiden werden) af van een groep kleuters. Op basis van tests voor cognitieve en motorische vaardigheden werd een voorspelling gemaakt over welke kleuters wel en welke niet in staat zouden zijn de overgang naar het eerste leerjaar met succes te maken. Van de kleuters die geïdentificeerd werden als risicoleerlingen, haalden diegenen die toch over mochten gaan naar het eerste leerjaar significant ‘betere’ scores op de STRS dan diegenen die nog een jaar in de kleuterschool moesten blijven. De kinderen die de overgang mochten maken, hadden met andere woorden een positievere relatie met de leerkracht dan diegenen die het jaar moesten overdoen.

Pianta en Steinberg concludeerden daaruit dat de band met de

kleuterleid(st)er voor risicokleuters het verschil kan betekenen tussen zittenblijven en overgaan. Pianta (1994) voerde op de STRS-scores van dezelfde proefgroep een clusteranalyse uit. Een cluster is een groep leerlingen met hetzelfde patroon van scores op de verschillende (voorlopige) schalen van de vragenlijst. Er waren zes clusters te onderscheiden en bij followup onderzoek bleek dat kleuters, die tot verschillende clusters behoorden, de verwachte verschillen vertoonden op metingen rond schoolse aanpassing (gedrag, sociale en schoolse competentie en problemen bij de leerlingen) in het eerste leerjaar. Deze resultaten werden nog gerepliceerd met de laatste versie van de STRS door Pianta, Steinberg en Rollins (1995). Hierbij bleek het effect van de relatie met de kleuterleid(st)er door te werken tot het tweede leerjaar.

Vanuit STRS-scores is het dus mogelijk voorspellingen te doen over de

schoolaanpassing en de schoolloopbaan van jonge kinderen.

1

Op basis van dit meetinstrument kan de kennis over het belang van de relatie tussen kleuter en kleuterleid(st)er voor de verdere schoolloopbaan dus worden verrijkt.

Het is echter

noodzakelijk na te gaan of de Nederlandse vertaling dezelfde psychometrische kwaliteiten bezit als de Engelstalige originele versie. In het eerstvolgende deel worden de vorm en inhoud van de STRS beschreven. Ook de psychometrische eigenschappen van de Engelstalige versie komen aan bod.

2. BESCHRIJVING VAN DE VRAGENLIJST We gaan niet in op de ontwikkeling en voorgaande versies van Pianta's STRS maar beschrijven alleen de meest recente versie zoals die is vertaald door Roncada. De STRS (Student-Teacher-Relationship-Scale) is een beoordelingsschaal voor leerkrachten, die in de meest recente versie uit 28 items bestaat. Via een 5-punts Likert-Schaal geeft de leerkracht zijn of haar idee weer over zijn of haar relatie met een bepaalde leerling, over het gedrag van de leerling ten opzichte van de leerkracht en over hoe de leerling over hem of haar zou denken.

Op de 5-puntsschaal duidt de leerkracht de mate aan waarin een

bepaald item van toepassing is op zijn of haar relatie met het kind waarvoor de vragenlijst ingevuld wordt. Conflict.

De vragenlijst bestaat uit drie subschalen: Nabijheid, Afhankelijkheid en

Daarnaast kan er ook een totaalscore worden berekend.

De schaal is

geconstrueerd voor kinderen van drie tot 9 jaar. De volledige lijst met items per subschaal bevindt zich in bijlage 1. De vragenlijst zoals die aan de leerkrachten wordt aangeboden staat in bijlage 2. We beschrijven nu de drie subschalen. 1. Nabijheid Deze subschaal meet de mate waarin een leerkracht affectie, warmte en een open communicatie ervaart met een bepaalde leerling. Deze nabijheid kan een steun zijn voor jonge kinderen om zich goed te voelen in de schoolomgeving. Voorbeelden van items zijn : 'Ik heb een hartelijke, warme relatie met dit kind', 'Als dit kind verdrietig is, zoekt hij/zij troost bij mij' en 'Ik voel gemakkelijk aan wat dit kind voelt'. De 'Nabijheid'-schaal bestaat uit 11 items en reflecteert een positieve relatiedimensie.

2

2. Afhankelijkheid Als construct verwijst afhankelijkheid naar bezitterig en aanhankelijk gedrag van het kind dat wijst op het overdreven opeisen van de leerkracht als bron van steun. In tegenstelling tot nabijheid is afhankelijkheid een relatiekwaliteit die in de weg ligt van een goede aanpassing aan de schoolomgeving. Voorbeelden van items zijn : 'Dit kind lijkt gekwetst of beschaamd als ik hem/haar corrigeer', 'Dit kind is te afhankelijk van mij' en 'Dit kind is gekrenkt of jaloers als ik tijd met andere kinderen doorbreng'. De 'Afhankelijkheids'-schaal bestaat uit 5 items en weerspiegelt een negatieve relatiedimensie. 3. Conflict Het is aannemelijk dat conflict in de relatie tussen leerling en leerkracht een stressor is voor kinderen in de schoolomgeving, die een goede aanpassing aan de school in de weg kan staan. Conflict in de relatie komt tot uiting in discordante interacties en een gebrek aan verstandhouding tussen leerling en leerkracht.

Een leerkracht die hoge scores op deze

schaal aangeeft, ligt vaak in de knoop met die leerling en ziet hem of haar als onvoorspelbaar, met als gevolg dat het omgaan met die leerling veel energie opeist en dat de leerkracht zich niet effectief ervaart bij die leerling. Voorbeelden van items : 'Dit kind en ik lijken altijd te twisten met elkaar', 'Dit kind wordt gemakkelijk kwaad op mij' en 'De gevoelens van dit kind tegenover mij kunnen onvoorspelbaar zijn of plots omslaan'. De 'Conflict'-schaal bestaat uit 12 items en weerspiegelt ook een negatieve relatiedimensie. 4. Totale schaal De Totale schaal weerspiegelt de mate waarin de leerkracht zijn of haar relatie met een bepaald kind in het algemeen ervaart als positief en effectief. Een hoge totaalscore wijst op lage niveaus van conflict en/of afhankelijkheid en/of hoge niveaus van nabijheid, of een in het algemeen meer positieve relatie. Ze wordt dan ook berekend door de scores van de conflict- en afhankelijkheidsschaal om te keren en dan de scores van alle drie de subschalen op te tellen.

3. PSYCHOMETRISCHE EIGENSCHAPPEN VAN DE ENGELSTALIGE VERSIE De factoranalyse op basis waarvan men de drie beschreven subschalen ontwikkelde, gebeurde op gegevens uit studies uitgevoerd in Arizona, Californië, Connecticut, Colorado, Illinois, North Carolina, Wisconsin en Virginia. Zowel in grootschalige nationale studies, zoals

3

The National Institutes of Child Health and Human Development (NICHD) Study of Early Child Care en The Cost, Quality and Child Outcomes in Child Care Centers study (Cost, Quality, and Child Outcomes Study Team, 1995), als in meer regionale en lokale studies bij kinderen van drie tot negen jaar (bijvoorbeeld Saft, 1994; Pianta en Steinberg, 1992), verzamelde men scores van kinderen op de STRS. De verzamelde gegevens worden samengevat in Pianta (1996). Validiteitstudies tonen aan dat de scores voor de STRS in de verwachte richting correleren met scores van gedragsproblemen en competenties in de basisschool (e.g., Pianta, 1994; Pianta et al., 1995), met de kwaliteit van vriendschapsrelaties (Birch en Ladd, 1997), en met de kwaliteit van de verzorgende omgeving van het kind (CQOCC, 1995).

De STRS kan

kinderen identificeren die veel kans maken hun jaar te moeten overdoen of door verwezen te worden naar het buitengewoon onderwijs in de eerste jaren van hun onderwijs. Zoals gezegd voorspellen hoge scores op de STRS daarnaast bij risico-kinderen toch succes in de eerste jaren van de school (Pianta en Steinberg, 1992). De proefgroep, van dewelke de gegevens gebruikt werden om de uiteindelijke factoranalyse uit te voeren, bestond uit 1.535 kinderen tussen drie jaar en één maand en zes jaar en acht maanden (Pianta, 1996). Meer dan 275 leerkrachten werkten mee, uit zowel Head Start projecten, kinderopvangcentra, kleuterscholen en het eerste en tweede leerjaar van de lagere school. De deelnemers aan het onderzoek vulden een 31-item versie in van de STRS. Op basis van een eerste item-, factoren interne consistentie-analyse werden drie items verwijderd voor verdere analyse van de vragenlijst. De vermelde analyses hebben dus betrekking op de 28 resterende items. 3.1. Itemanalyse Alle items vertoonden een redelijke variabiliteit.

Standaarddeviaties benaderden of

overschreden 1.0 punten voor de vijfpuntschaal. De items die een positieve relatie beschrijven (Nabijheidsschaal) waren negatief scheef verdeeld. De items van de Conflictschaal, die een negatieve relatie beschrijven waren positief scheef verdeeld. Dit betekent dat leerkrachten in deze steekproef de relatie met hun leerlingen positief zagen.

4

3.2. Factoranalyse Er werd gebruik gemaakt van een Principale Componenten-analyse met een VARIMAXrotatie. Andere methoden van factorextractie en rotatie werden ook geprobeerd maar resultaten van deze methoden lagen telkens in dezelfde lijn. Op basis van vier criteria – 1) hoeveelheid verklaarde variantie, 2) interne consistentie, 3) constructvaliditeit en 4) makkelijkheid van gebruik en interpretatie – besliste men dat een drie-factoren oplossing de beste was. Deze drie factoren verklaarden samen 48.8% van de totale variantie. De eerste factor had een eigenwaarde van 8.63 en verklaarde 29.8% van de totale variantie. Items met de hoogste lading op deze factor waren : 'Dit kind en ik lijken altijd te twisten met elkaar' (.80), 'Omgaan met dit kind vergt veel van mijn energie' (.82) en 'Als dit kind slecht gehumeurd is, weet ik dat het een lange en moeilijke dag wordt' (.80). De factor werd geïnterpreteerd als een 'Conflict'-factor. De tweede factor had een eigenwaarde van 3.73 en verklaarde 12.9% van de totale variantie. Items met de hoogste lading op deze schaal : 'Dit kind spreekt vrijuit over zijn/haar gevoelens en ervaringen met mij' (.79), 'Dit kind vertelt me spontaan dingen over zichzelf' (.76), 'Ik voel makkelijk aan wat dit kind voelt' (.70). Deze factor werd geïnterpreteerd als een 'Nabijheid'-factor. De derde factor had een eigenwaarde van 1.79 en verklaarde 6.2% van de totale variantie. Items met de hoogste lading op deze schaal : 'Dit kind is te afhankelijk van mij' (.75), 'Dit kind reageert hevig als hij/zij niet bij mij kan zijn' (.66), 'Dit kind is gekrenkt of jaloers als ik tijd met andere kinderen doorbreng' (.59). Deze werd de 'Afhankelijkheid'-factor genoemd. 3.3. Subschalen en Interne Consistentie-analyse Vanuit de driefactorenoplossing werden subschalen opgesteld. Zowel op deze subschalen als op de totale schaal werd een interne consistentie-analyse uitgevoerd. De Totale Schaal (28 items) had een α-coëfficiënt van .89 (Pianta, 1996). Het gemiddelde was 114 en de standaarddeviatie was na afronding 16. Aangezien elk item een score van 1 tot 5 kan halen en de scores van alle items opgeteld worden, ligt de score tussen een minimumwaarde van 28 en een maximumwaarde van 140. De Totale Score wordt berekend door de score van volgende items om te keren : 2, 6, 8, 10, 11, 13, 14, 16, 17, 18, 19, 20, 22, 23, 24, 25, 26 (zie bijlage 1 en 2), en de omgekeerde en overgebleven items op te tellen. De Totale Score weerspiegelt een algemene positieve relatie-dimensie.

5

De Conflict-schaal (12 items) had een α-coëfficiënt van .92 (in andere studies vond men volgende coëfficiënten : Birch en Ladd (1997), .93; Ladd en Burgess (1999), ≥ .93). Het gemiddelde was 22.3 en de standaarddeviatie bedroeg 9.96. Scores kunnen liggen tussen 12 en 60. De score op de conflictschaal wordt berekend door de scores op de volgende items op te tellen : 2, 11, 13, 16, 18, 19, 20, 22, 23, 24, 25, 26. De Nabijheid-schaal (11 items) had een α-coëfficiënt van . 86 (in andere studies vond men volgende coëfficiënten:

Birch en Ladd (1997), .90; Ladd en Burgess (1999), ≥ .90).

Het

gemiddelde was 44.7 en de standaarddeviatie bedroeg 7.22. Scores kunnen liggen tussen 11 en 55. De score op deze schaal wordt berekend door de scores op de volgende items op te tellen : 1, 3, 4, 5, 7, 9, 12, 15, 21, 27, 28. De Afhankelijkheid-schaal (5 items) had een α-coëfficiënt van .64 (in andere studies vond men volgende coëfficiënten : Birch en Ladd (1997), .69; Ladd en Burgess (1999), ≥ .69). . Het gemiddelde was 10.73 (5 items) en de standaarddeviatie bedroeg 3.53.

Scores kunnen

liggen tussen 5 en 25. De score op deze schaal wordt berekend door de scores op de volgende items op te tellen : 6, 8, 10, 14, 17. In tabel 1 staan de correlaties tussen de scores van de subschalen en tussen de subschaalscores en de totale score aangegeven.

Tabel 1 Correlaties tussen Subschaalscores en de Totale Score

Conflict Nabijheid Afhankelijkheid

Conflict

Nabijheid

Afhankelijkheid

1.00

-.45*

.28*

-.91*

1.00

.12*

.72*

1.00

Totaal

-.34*

* p<.001

Alle correlaties waren significant en tonen een aanvaardbare mate van onafhankelijkheid tussen de subschalen en een hoge graad van associatie in de verwachte richting tussen de Totale Score en de scores van de Conflict- en de Nabijheidsschaal. De Conflictschaal is zeer sterk gerelateerd aan de Totale Score en kan volgens Pianta (1996) gebruikt worden in plaats van de Totale Score als er een verkorte versie vereist is. De correlatie is negatief omdat de items van de Conflict-schaal omgekeerd gescoord worden bij het berekenen van de totaalscore. De correlatie van de scores op de Afhankelijkheidsschaal met de Totale Score is lager maar dat is ook te wijten aan het feit dat deze schaal maar vijf items bevat (ten

6

opzichte van 12 en 11 voor de andere schalen) en dus een kleinere bijdrage levert aan de totaalscore dan de Conflict- en de Nabijheidsschaal.

4. PSYCHOMETRISCHE EIGENSCHAPPEN VAN DE

NEDERLANDSE VERTALING

4.1. Steekproefgegevens De gegevens waarop we deze analyses uitvoeren, zijn afkomstig van twee onderzoeken, uitgevoerd in het kader van licentiaatsverhandelingen.

Verboven en Verheyen (in

voorbereiding) lieten de vragenlijst invullen door negen leerkrachten voor 135 kinderen in vijf scholen in Turnhout, Arendonk en Beringen, in het voorjaar van 2001. Alle kinderen zaten in de derde kleuterklas. Het aantal leerlingen per klas varieerde van 9 tot 25. Roncada (2001) liet de vragenlijst invullen door drie leerkrachten voor 64 kinderen in drie verschillende scholen: twee in Genk en één in Antwerpen in het najaar van 2000. De klassen bestonden uit 19, 21 en 24 leerlingen. Op negen kinderen na was de huidskleur van iedereen blank. Ook hier ging het om derde kleuterklassertjes. In totaal vulden dus 12 leerkrachten (allemaal vrouwen) de vragenlijst in voor 199 kinderen van de derde kleuterklas. De leeftijd van deze kleuters lag tussen 5 jaar en 1 maand en 6 jaar en 8 maanden met een gemiddelde leeftijd van 5 jaar en 8 maanden. Er waren 100 jongens en 99 meisjes. In tabel 2 staan enkele beschrijvende statistieken voor de gehele steekproef. Hieruit blijkt dat de rapportering van de relatie tussen de leerkrachten en hun leerlingen een aanzienlijke variabiliteit vertoont. Scheefheidswaarden tonen aan dat de leerkrachten hun relatie met de leerlingen positief neigen te zien. Tabel 3 geeft gemiddelden, standaarddeviaties en scheefheidsstatistieken voor jongens en meisjes. Wanneer we de STRS schaal- en subschaalscores voor jongens en meisjes vergelijken aan de hand van t-toetsen vinden we een significant verschil op .05-niveau op de Nabijheidschaal (zie tabel 3). Meisjes scoren hier hoger dan jongens. Het verschil is echter kleiner dan twee punten op de schaal, dat is klein maar statistisch wel betekenisvol. De correlaties tussen de subschalen onderling en die met de totaalschaal staan in tabel 4.

Tabel 2 Beschrijvende Statistieken voor de totale schaal en de subschalen van de STRS (n=199)

Schaal

Gemiddelde

Std Dev

Min

Max

Scheefheid

Kurtosis

Conflict

20.37

10.16

11

57

1.63

2.18

Nabijheid

41.71

8.90

13

55

-0.61

-0.00

9.33

3.30

4

21

0.87

0.51

114.02

17.34

66

140

-0.85

0.19

Afhankelijkheid Totaal

7

Tabel 3 Gemiddelde scores voor de totale schaal en de subschalen van de STRS voor meisjes en jongens

Schaal Conflict Nabijheid Afhankelijkheid Totaal

meisjes n=99 gem std dev 19.31 9.47 43.07 8.82 9.53 3.26 116.23 26.53

jongens n=100 gem std dev 21.41 10.74 40.36 8.82 9.13 3.34 111.82 17.90

t -1.46 2.17 .84 1.81

p .15 .03 .40 .07

Tabel 4 Correlaties tussen de subschalen en de totale score voor de STRS

Conflict Nabijheid Afhankelijkheid Totaal

Conflict 1.00

Nabijheid -.45 * 1.00

Afhankelijkheid .32 -.09 1.00

Totaal -.88 * .79 * -.42 * 1.00

* p < .01

4.2. Betrouwbaarheidsgegevens Betrouwbaarheid heeft te maken met de mate waarin de testscore vrij is van allerhande fouten. Schattingen van interne consistentie werden berekend met de alfa methode van Cronbach. Ook de standaardmeetfout werd berekend om het bereik aan te geven waarbinnen de ware score van een individu vermoedelijk valt. Tabel 5 geeft de alfa-coëfficiënten en de standaardmeetfouten voor de STRS (sub)schalen voor de gehele steekproef en per geslacht. Voor de gehele steekproef waren de α-coëfficiënten hoog (≥ .90), behalve voor de Afhankelijkheidsschaal (.58).

De gegevens voor jongens en meisjes afzonderlijk lagen in

dezelfde lijn. Dat de Afhankelijkheidsschaal bij alle groepen een lage interne consistentie haalt is deels te wijten aan het feit dat deze slechts 5 items bevat. Dit was ook het geval bij de originele vragenlijst en de auteurs gaven dan ook als advies deze scores voorzichtig te interpreteren, rekening houdend met andere diagnostische informatie.

Zoals we verder

zullen aantonen, is deze schaal ook problematisch gebleken in de exploratorische factoranalyse op onze gegevens.

Het is de vraag of het geoorloofd is deze schaal te

behouden in de vragenlijst. Tabel 5 Alfa coëfficiënten en standaardmeetfouten voor de STRS totale schaal en subschalen voor de totale steekproef en voor jongens en meisjes afzonderlijk

totale steekproef Schaal/Subschaal Conflict Nabijheid Afhankelijkheid Totaal

α .92 .90 .58 .91

SMF 2.87 2.81 2.14 5.20

jongens α .92 .90 .63 .90

SMF 2.96 2.79 2.03 5.66

meisjes α .92 .91 .54 .90

SMF 2.68 2.65 2.21 5.23

8

Tabel 6 Gemiddelden, standaarddeviaties en correlaties van de items met het totaal

M

SD

item-totaalcorrelatie

Ik heb een hartelijke, warme relatie met dit kind.

3.86

1.12

.77

Dit kind en ik lijken altijd te twisten met elkaar.

1.49

.98

.53

3.

Als dit kind verdrietig is, zoekt hij/zij troost bij mij.

3.91

1.18

.43

4.

Dit kind voelt zich ongemakkelijk bij mijn aanraking of fysieke

1.75

1.14

.39

#

Item

1. 2.

affectie. 5.

Dit kind waardeert de relatie met mij.

4.20

.87

.64

6.

Dit kind lijkt gekwetst of beschaamd als ik hem/haar corrigeer.

2.68

1.30

.03

7.

Als ik dit kind prijs, straalt hij/zij van trots.

4.62

.66

.42

8.

Dit kind reageert hevig als hij/zij niet bij mij kan zijn.

1.53

.90

.19

9.

Dit kind vertelt me spontaan dingen over zichzelf.

4.08

1.17

.50

10.

Dit kind is te afhankelijk van mij.

1.67

1.02

.16

11.

Dit kind wordt gemakkelijk kwaad op mij.

1.52

1.00

.47

12.

Dit kind probeert me te plezieren.

3.24

1.28

.37

13.

Dit kind vindt dat ik hem/haar oneerlijk behandel.

1.50

.93

.44

14.

Dit kind vraagt om mijn hulp als hij/zij niet echt hulp nodig heeft.

2.08

1.45

.29

15.

Ik voel gemakkelijk aan wat dit kind voelt.

3.57

1.09

.61

16.

Dit kind blijft kwaad of wordt opstandig nadat ik hem/haar gestraft

1.46

.82

.50

1.39

.78

.41

1.84

1.29

.51

3.94

1.19

.54

Omgaan met dit kind vergt veel van mijn energie.

2.21

1.50

.69

Ik heb al gemerkt dat dit kind mijn gedrag of de manier waarop ik

2.82

1.44

.27

1.84

1.29

.49

1.66

1.19

.68

1.80

1.27

.77

heb. 17.

Dit kind is gekrenkt of jaloers als ik tijd met andere kinderen doorbreng.

18.

Dit kind blijft kwaad of wordt opstandig nadat ik hem/haar gestraft heb.

19.

Als dit kind zich misdraagt, reageert hij/zij goed op mijn blik of de toon die ik aansla.

20. 21.

dingen doe, overneemt. 22.

Als dit kind slecht gehumeurd is, weet ik dat het een lange en moeilijke dag wordt.

23.

De gevoelens van dit kind tegenover mij kunnen onvoorspelbaar zijn of plots omslaan.

24.

Ondanks mijn uiterste inspanningen, voel ik mij ongemakkelijk bij de manier waarop dit kind en ik met elkaar omgaan.

25.

Dit kind zeurt of weent als hij/zij iets van mij wil.

1.43

1.00

.45

26.

Dit kind gedraagt zich heimelijk en manipulatief tegenover mij.

1.69

1.20

.62

27.

Dit kind spreekt vrijuit over zijn gevoelens en ervaringen met mij.

3.83

1.21

.53

28.

Mijn omgang met dit kind geeft mij een gevoel van zelfzekerheid en

3.51

1.27

.78

doeltreffendheid.

Tabel 6 geeft enkele itemkarakteristieken: gemiddelden, standaarddeviaties en de itemtotaalcorrelaties voor de 28 items gebaseerd op de 199 proefpersonen.

Om de item-

totaalcorrelaties te berekenen, hebben we eerst de scores van de items van de Conflict- en Afhankelijkheidsschaal omgekeerd. De items vertonen een behoorlijke variabiliteit hoewel een aantal items negatief (items 1, 3, 5, 7, 9, 15, 19, 27, 28) en een aantal positief (items 2, 4, 8, 10, 11, 13, 14, 16, 17, 18, 20, 22, 23, 24, 25, 26) scheef verdeeld zijn. De items die zo geformuleerd zijn dat ze een positieve relatie beschrijven, hebben een negatief scheve en

9

de items die een negatieve relatie beschrijven, hebben een positief scheve verdeling. De scheefheidswaarden staan in tabel 7. De item-totaalcorrelaties lagen tussen .03 en .78. Eenentwintig items hadden een correlatie hoger dan .40. Items 6, 10 en 8 vertoonden de laagste correlaties, niet toevallig allemaal afkomstig uit de Afhankelijkheidsschaal. Items 1, 24 en 28 vertoonden de hoogste correlaties. Tabel 7 Scheefheid en p-waarde voor elk item #

Item

Scheefheid

p

1.


-.96 *

.003

2.


2.18 *

.000

3.


-.91 *

.003

4.

Dit kind voelt zich ongemakkelijk bij mijn aanraking of fysieke affectie.

5.


6.


7.


8.


9.


10.


11.


2.02 *

.000

12.


-.39 *

.036

13.


1.91 *

.000

14.


.94 *

.003

15.


-.68 *

.008

16.


1.78 *

.000

17.


2.35 *

.000

18.


1.40 *

.001

19.

Als dit kind zich misdraagt, reageert hij/zij goed op mijn blik of de toon

-1.28 *

.001

1.41 *

.001

-1.15 *

.001

.04

.679

-1.95 *

.000

1.82 *

.000

.64 *

.001

1.54 *

.000

die ik aansla. 20.


.79 *

.005

21.

Ik heb al gemerkt dat dit kind mijn gedrag of de manier waarop ik dingen

-.01

.896

1.33 *

.001

1.72 *

.000

1.37 *

.001 .000

doe, overneemt. 22.


23.


24.


25.


2.30 *

26.


1.52 *

.001

27.


-.90 *

.003


-.53 *

.016

28.

doeltreffendheid.

* p<.05

10

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

Het bleek bovendien niet mogelijk om op zinvolle wijze

modificaties door te voeren zodat wel een passend model werd bekomen. Daarom werd ervoor gekozen om een stap ‘achteruit’ te zetten.

Er werd eerst een

exploratorische factoranalyse op de gegevens uitgevoerd, en de bekomen factorstructuur

11

werd vervolgens – meer rigoureus – getoetst aan de hand van een confirmatorische factoranalyse. De resultaten van deze tweede werkwijze staan beschreven in paragraaf 5.2. Tenslotte toetsten we een model waarvoor we aan de hand van de EFA slechts vier items per subschaal selecteerden en gingen we vervolgens na of dit model bij de gegevens paste. Dit deden we omdat het nuttig kan zijn over een verkorte versie te beschikken bij het aanwenden van de vragenlijst, om zo de leerkrachten die de vragenlijst voor elke leerling moesten invullen, werk te besparen. Gebruikte fitmaten Naast de χ²-statistiek gebruiken we als bijkomende fitmaten χ²/df, de Goodness of Fit index (GFI), de Adjusted Goodness of Fit index (AGFI), De Root-Mean-Square Error of Approximation (RMSEA) en de Non-Normed Fit Index (NNFI). Voor de beschrijving van deze fitmaten werd beroep gedaan op Verschueren (1996). De χ² goodness-of-fit statistiek geeft de discrepantie weer tussen de steekproefcovariantiematrix en de covariantiematrix die geïmpliceerd of voorspeld wordt door het vooropgestelde model (Jöreskog en Sörbom, 1993).

Hoe groter de χ², hoe groter de

discrepantie is en hoe slechter het model bij de data past. De χ² -statistiek wordt doorgaans gebruikt als een teststatistiek om voor de nulhypothese te toetsen of er een verschil is tussen de steekproef covariantiematrix en de voorspelde covariantiematrix (Loehlin, 1987; Jöreskog & Sörbom, 1993). Immers, als het vooropgestelde model waar is in de populatie en als aan de assumpties van de χ²-test wordt voldaan, dan heeft de χ²-statistiek een χ²-verdeling waarvan het aantal vrijheidsgraden gelijk is aan het aantal niet-redundante elementen in de (co)variantiematrix (k*k-1)/2 met k = aantal geobserveerde variabelen die geanalyseerd worden) min het aantal geschatte parameters in het model (Bollen, 1989). Als χ² groter is dan de kritische χ², dus als de geassocieerde p-waarde kleiner is dan .05, dan wordt de nulhypothese verworpen en wordt besloten dat het model niet bij de data past (Jöreskog et al. (1999) stelden voor om in het geval van scheve verdeling en kleine steekproeven de Satorra-Bentler χ² statistiek te gebruiken1). Deze werkwijze is vrij streng, daarom gebruiken we χ² ook als descriptieve fitmaat. We berekenen χ²/df (df=aantal vrijheidsgraden). Als het model perfect bij de data past, dan is de ratio gelijk aan 1. Jöreskog lijkt een ratio van 2 als “cut-off” te nemen (Loehlin, 1987).

Volgens Tanaka (1987) moet de χ²/df ratio kleiner zijn

dan 5.0 voor een aanvaardbare fit.

1 Dat lukte niet voor het volledige driefactorenmodel. Lisrel 8.30 gaf hier aan dat de steekproef te klein was om asymptotische varianties en covarianties te berekenen.

12

De GFI en de AGFI zijn functies van χ² waarin de effecten van de steekproefgrootte gereduceerd worden (Bollen, 1989; Jöreskog en Sorböm, 1993). De GFI meet de relatieve hoeveelheid van de steekproef covarianties die voorspeld kan worden op basis van het model (Bollen, 1989). Ze geeft met andere woorden aan hoeveel beter het model fit in vergelijking met “no model at all” (Jöreskog en Sörbom, 1993, p. 122). Bij de AGFI wordt de GFI aangepast voor het aantal vrijheidsgraden (relatief aan het aantal variabelen). De Goodness-of-Fit indices variëren tussen 0 en 1. Hoe hoger ze zijn, des te beter de fit. Minimum waarden voor aanvaardbare fit of “cut-offs” worden in de literatuur niet gegeven (Loehlin, 1987). Algemeen wordt aangenomen dat een GFI van .95 en een AGFI van .90 of meer wijzen op een zeer goede fit. Van Aken (1990, vermeld in Verschueren, 1996) neemt .80 als benedengrens en dat zullen ook wij doen. We gaan ervan uit dat alle modellen slechts benaderingen zijn, en er geen perfect passend model mogelijk is. Daarom nemen we de RMSEA (Steiger, 1990) mee op. Als het model een goede benadering is, dan is de RMSEA klein. De gebruikelijke norm is dat de RMSEA kleiner moet zijn dan .05. Browne en Cudeck (1993) stellen voor dat waarden tot .08 aanvaardbare benaderingsfouten aangeven.

Het is ook mogelijk een betrouwbaarheidsinterval te

berekenen rond de RMSEA-score, waardoor getoetst kan worden of de RMSEA significant groter is dan de grens van .05. Deze toets heet de 'test for close fit'. De NNFI meet hoeveel beter het model fit vergeleken met een basislijnmodel, standaard het onafhankelijkheidsmodel (Jöreskog en Sörbom, 1993; Byrne, 1989). Vergeleken met de NFI compenseert de NNFI voor de complexiteit van het model: bij gelijke fit met de gegevens krijgt een ingewikkeld model een lagere fit-index dan een eenvoudig model (Hox, 1999). Cramer en Hartleib (2001) stellen dat een waarde van .90 minimaal is om te spreken van een goede fit. 5.1 Het driefactorenmodel volgens Pianta (2001) Het driefactorenmodel waar we van uitgaan en dat we zullen toetsen, wordt schematisch weergegeven in Figuur 1. Dit model gaat ervan uit dat (a) de antwoorden op de 28 items van de STRS verklaard kunnen worden door drie factoren:

Conflict, Nabijheid en

Afhankelijkheid; (b) elk STRS-item een lading heeft (die verschillend is van nul) op de factor die hij moet meten en een nul-lading heeft op alle andere factoren; (c) de drie STRS-factoren gecorreleerd zijn; en (d) de foutentermen of uniciteiten van de items ongecorreleerd zijn met elkaar.

13

i t em1

i t em2

i t em3

i t em4

i t em5

C ON F LICT

i t em6

i t em7

i t em8

i t em9

i t em1 0

i t em1 1

i t em1 2

i t em1 3

i t em1 4

N A B IJ HE ID i t em1 5

i t em1 6

i t em1 7

i t em1 8

i t em1 9

i t em2 0

i t em2 1

i t em2 2

i t em2 3

i t em2 4

A F H A N K ELI J K H EI D

i t em2 5

i t em2 6

i t em2 7

i t em2 8

Figuur 1 Het driefactorenmodel van de STRS

14

Tabel 8 geeft een aantal fitmaten voor het initiële driefactorenmodel (zie bijlage 3 voor de volledige lijst door Lisrel 8.30 gegeven). De fit voor het volledige model is uitermate slecht en het toelaten van foutencovarianties of het toevoegen van paden (op basis van de modificatie-indices) kunnen daar amper iets aan veranderen (zie bijlage 4 voor een aantal pogingen). Uiteindelijk bereiken we wel een fit die bijna aanvaardbaar is, maar daarvoor moeten we wel erg veel modificaties toepassen die inhoudelijk moeilijk interpreteerbaar zijn. We

toetsten

ook

‘Afhankelijkheid’).

de

drie

unidimensionele

modellen

(‘Conflict’,

‘Nabijheid’

Zelfs voor deze submodellen is de fit niet aanvaardbaar.

en

Voor het

submodel voor ‘Afhankelijkheid’ bedraagt de GFI wel .97 maar de NNFI bedroeg slechts .74 en de RMSEA .111. Een volledige lijst van Fitmaten bevindt zich in bijlage 5 . Een lijst met gestandaardiseerde factorladingen voor het volledige model bevindt zich in bijlage 6.

Tabel 8 Enkele fit-statistieken voor het initiële driefactoren-model

Modellen Initieel driefactorenmodel Conflict Nabijheid Afhankelijkheid

χ² (df)

p

χ²/df

GFI

AGFI RMSEA

NNFI

1425.00(347) 266.08 (54) 188.99 (44) 17.22 (5)

.00 .00 .00 .00

4.1 4.9 4.3 3.44

.66 .82 .85 .97

.60 .74 .78 .90

.72 .84 .86 .74

.125 .141 .129 .111

5.2 Tweefactorenmodel op basis van exploratorische factoranalyse Omdat de fit van de driefactorenstructuur, zoals die volgens Pianta (2001) in de vragenlijst zit, bij de Nederlandse vertaling slecht is en niet onmiddellijk zinvol te verbeteren door het vrijlaten van foutencovarianties of het toevoegen van nieuwe paden, gingen we op zoek naar een alternatieve werkwijze.

Bij deze tweede werkwijze starten we met een

exploratorische factoranalyse (EFA), om op basis hiervan een nieuw model op te stellen en dat te toetsen met een CFA. 5.2.1 Exploratorische factoranalyse We voerden een Principale Componenten Analyse met VARIMAX rotatie uit op de STRSgegevens van de 199 kleuters. Op basis van de Scree-plot en de psychologische interpreteerbaarheid van de oplossing vonden we twee mogelijke factoroplossingen. Eentje met twee en eentje met drie factoren. Op basis van de samenstelling van de originele vragenlijst, leek de driefactorenoplossing het meest aangewezen. Zoals blijkt uit tabel 9, zijn er echter maar 2 items die het hoogst laden op factor 3 en geen crossladingen hebben. Deze twee items correleren onderling echter slechts .40. Hieruit concludeerden we dat de driefactorenoplossing niet houdbaar was. Uit

15

tabel 10 wordt duidelijk dat de tweefactorenoplossing minder interpretatieproblemen geeft. Deze twee factoren verklaarden 50% van de totale variantie. De oplossing werd bekomen na VARIMAX-rotatie.

Tabel 9 Driefactorentructuur voor de gehele steekproef ITEM1 ITEM2 ITEM3 ITEM4 ITEM5 ITEM6 ITEM7 ITEM8 ITEM9 ITEM10 ITEM11 ITEM12 ITEM13 ITEM14 ITEM15 ITEM16 ITEM17 ITEM18 ITEM19 ITEM20 ITEM21 ITEM22 ITEM23 ITEM24 ITEM25 ITEM26 ITEM27 ITEM28

FACTOR1 .79* -.19 .70 * .43 * .73 * .0 .72 * -.05 .86 * -.10 -.01 .58 * -.01 .02 .76 * -.21 -.05 -.09 -.43 * -.42 * .54 * -.03 -.40 * -.68 * .09 -.22 .86 * .80 *

FACTOR2 -.39 .82 * -.04 -.11 -.29 .08 -.01 -.06 .11 -.16 .82 * -.17 .82 * .33 -.22 .69 * .33 .80 * .54 * .61 * .01 .81 * .69 * .47 * .55 * .75 * .03 -.30

FACTOR3 -.13 .00 .24 -.02 -.01 .19 .00 .71 * -.11 .74 * -.01 .20 .07 .55 * -.03 .10 .62 * .13 -.05 .23 .09 .16 .11 .24 .55 * .19 -.15 -.23

* Lading groter dan |.40|

Tabel 10 Tweefactorenstructuur voor de hele steekproef FACTOR1 ITEM1 ITEM2 ITEM3 ITEM4 ITEM5 ITEM6 ITEM7 ITEM8 ITEM9 ITEM10 ITEM11 ITEM12 ITEM13 ITEM14 ITEM15 ITEM16 ITEM17 ITEM18 ITEM19 ITEM20 ITEM21 ITEM22 ITEM23 ITEM24 ITEM25 ITEM26 ITEM27 ITEM28

.81 -.23 .71 .44 .74 .03 .72 -.03 .85 -.08 -.05 .59 -.05 .02 .77 -.24 -.05 -.13 -.46 -.45 .54 -.07 -.43 -.70 .08 -.25 .85 .81

* * * * * * * *

* * * * * * *

FACTOR2 -.39 .77 .06 -.10 -.25 .14 .02 .17 .10 .08 .78 -.08 .80 .49 -.18 .68 .51 .80 .48 .63 .05 .82 .68 .49 .70 .76 .01 -.33

*

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

* Lading groter dan |.40|

16

Alle items uit de oorspronkelijke subschaal ‘Nabijheid’ laden minstens .44 op de eerste factor. De items uit de subschaal ‘Conflict’ laden minstens .48 op factor 2. subschalen dus terug in de bekomen tweefactorenstructuur.

We vinden beide

Wat de items uit de

oorspronkelijke subschaal ‘Afhankelijkheid’ betreft, zien we dat er drie op geen van de twee getrokken factoren laden. Items 14 en 17 laden respectievelijk .49 en .51 op de ‘Conflict’factor. Dat

de

subschaal

‘Afhankelijkheid’

niet

terugkwam

in

de

factoranalyse

(het

driefactorenmodel) is niet zo verwonderlijk aangezien deze slechts een Cronbach αcoëfficiënt had van .58, de item-totaalcorrelaties laag waren voor deze items (.03 tot .41) en de correlatie tussen de score voor deze subschaal en de totaalscore slechts -.42 bedroeg. Ook in de originele (Engelstalige) vragenlijst van Pianta was het opnemen van deze schaal betwistbaar, de interne consistentie was immers laag (α=.64), de item-totaalcorrelaties lagen laag voor deze items (.13 tot .39) en ook de correlatie van de subschaal met het totaal was laag (r=-.35). Voor de verdere modeltoets lieten we de items uit deze schaal dan ook vallen2. (Ook de items 14 en 17 werden niet in de verdere analyses betrokken, dit omwille van de vergelijkbaarheid met de oorspronkelijke Engelstalige versie.) 5.2.2 Toetsing van het nieuwe tweefactorenmodel Om het nieuwe model te definiëren nemen we alle items op die een unieke lading hebben op een factor.

De groep items die een unieke lading heeft op factor 1 is de nieuwe

‘Nabijheidsschaal’ en de groep die een unieke lading heeft op factor 2 is de nieuwe ‘Conflictschaal’. Als criterium gebruikten we een lading van minimaal |.40| op de eigen factor en maximaal |.30| op de andere. Vergeleken met de originele schaal laten we wegens crossladingen items 1 en 28 weg uit de ‘Nabijheidsschaal’ en items 19, 20, 23, 24 en 25 uit de ‘Conflictschaal’. Voor een lijst met de overgebleven items, zie tabel 11.

Figuur 2 geeft het nieuwe tweefactoren-model visueel weer. De overgebleven items voor de Conflictschaal waren items 2, 11, 13, 16, 18, 22 en 26. Voor de Nabijheidsschaal waren dat de items 3, 4, 5, 7, 9, 12, 15, 21 en 27. Zowel de nieuwe ‘Conflict’- als de ‘Nabijheidsschaal’ vertoonden een hoge interne consistentie (respectievelijk α=.91 en .87, voor de totale schaal is α=.87). We toetsten de fit van het bekomen model met de data. In tabel 12 staan de scores op de beschreven fitmaten, de volledige lijst door LISREL 8.30 gegeven bevindt zich in bijlage 7. De

2 Het bleek daarenboven onmogelijk een model te toetsen waarbij er slechts twee items op de latente variabelen laden

17

fit-gegevens zijn beter dan bij het driefactorenmodel, maar voldoen nog niet aan de beoogde criteria.

Daarom keken we naar de gestandaardiseerde residuen en de

modificatie-indices om te zien of het vrijlaten van foutencovarianties of het toevoegen van extra paden de fit konden verbeteren. Uit tabel 13 blijkt dat we voor alle parameters de criterium-waarde bereiken wanneer we foutencovarianties toelaten tussen items 27 en 9 en tussen items 18 en 2.

Het 90%

betrouwbaarheidsinterval rond de RMSEA bevat immers de waarde .05 en de p-waarde voor de 'test of close fit' bedraagt .10. Hoewel het vrijlaten van extra foutencovarianties de fit nog meer doet stijgen (zie tabel 13), stijgt ook het gevaar voor kanskapitalisatie. De gestandaardiseerde factorladingen van het model met foutencovarianties tussen items 27 en 9 en tussen items 18 en 2 bevinden zich in tabel 14. De volledige lijst van fitmaten voor dit model bevindt zich in bijlage 8. De correlatie tussen de twee latente variabelen ‘Conflict’ en ‘Nabijheid’ in dit laatste model bedraagt -.23 (deze correlatie is net significant, p=.05). Het model waarvoor verondersteld wordt dat de latente variabelen ongecorreleerd zijn verschilt significant van dit tweefactorenmodel (χ²(1)=8.75, p<.01). We kunnen dus niet zeggen dat de twee latente variabelen onafhankelijk zijn.

Tabel 11 Het tweefactorenmodel van de STRS

# Nabijheidsschaal 3.

Item Als dit kind verdrietig is, zoekt hij/zij troost bij mij.

4.


5.


7.


9.


12.


15.


21.

Ik heb al gemerkt dat dit kind mijn gedrag of de manier waarop ik dingen doe, overneemt.

Conflictschaal

27.


2.


11.


13.


16.

Dit kind ziet mij als iemand die straf en kritiek geeft.

18.


22.


26.


18

item 2

item 3

item 4

item 5

item 7

item 9

C ONFLICT

item 11

item 12

item 13

item 15

N ABIJHEID item 16

item 18

item 21

item 22

item 26

item 27

Figuur 2 Het nieuwe tweefactorenmodel op basis van een EFA

Tabel 12 Enkele fit-gegevens van het tweefactorenmodel

Modellen

χ² (df)

p

χ²/df

GFI

AGFI

RMSEA

NNFI

246.60(103)

.00

2.39

.82

.76

.084

.85

Conflict

32.69(14)

.00

2.34

.92

.84

.082

.92

Nabijheid

84.86(27)

.00

3.14

.88

.81

.104

.86

Tweefactorenmodel

19

Tabel 13 Enkele fitgegevens voor het tweefactorenmodel, waaruit items met crossladingen verwijderd zijn

Modellen Tweefactoren model met foutencovarianties tussen: Items 27 en 9 en Items 18 en 2 (en Items 22 en 2 (en Items 13 en 11

χ² (df)

p

χ²/df

GFI

AGFI

RMSEA

NNFI

192.58(102) 177.40(101) 175.09(100) 161.58(99)

.00 .00 .00 .00

1.89 1.76 1.75 1.63

.86 .86 .87 .88

.81 .82 .82 .83

.067 .062 .062 .057

.89 .90 .90) .91)

Tabel 14 Gestandaardiseerde factorladingen van het tweefactorenmodel

#

Item

2. 3. 4.

Dit kind en ik lijken altijd te twisten met elkaar. Als dit kind verdrietig is, zoekt hij/zij troost bij mij. Dit kind voelt zich ongemakkelijk bij mijn aanraking of fysieke affectie. Dit kind waardeert de relatie met mij. Als ik dit kind prijs, straalt hij/zij van trots. Dit kind vertelt me spontaan dingen over zichzelf. Dit kind wordt gemakkelijk kwaad op mij. Dit kind probeert me te plezieren. Dit kind vindt dat ik hem/haar oneerlijk behandel. Ik voel gemakkelijk aan wat dit kind voelt. Dit kind ziet mij als iemand die straf en kritiek geeft. Dit kind blijft kwaad of wordt opstandig nadat ik hem/haar gestraft heb. Ik heb al gemerkt dat dit kind mijn gedrag of de manier waarop ik dingen doe, overneemt. Als dit kind slecht gehumeurd is, weet ik dat het een lange en moeilijke dag wordt. Dit kind gedraagt zich heimelijk en manipulatief tegenover mij. Dit kind spreekt vrijuit over zijn gevoelens en ervaringen met mij.

5. 7. 9. 11. 12. 13. 15. 16. 18. 21. 22. 26. 27.

Nabijheid

Conflict

R²

.82

.67 .46 .19

.63 -.44 .68 .63 .86 .79 .52 .80 .73 .69 .79 .50

.46 .40 .74 .63 .27 .65 .53 .47 .63 .25

.79

.62

.57

.57 .77

.88

5.3 Tweefactorenmodel voor een verkorte versie van de STRS Zoals aangegeven door Pianta (1996), is de correlatie tussen de scores voor de ‘Conflictschaal’ en de totaalscore van de STRS hoog genoeg (-.91) om indien nodig, alleen deze schaal te gebruiken als korte versie van de STRS. Op die manier vat men wel slechts één dimensie, namelijk die van conflict, of omgekeerd, de mate waarin de relatie in het algemeen vrij is van conflict. Wij wilden een verkorte versie opstellen van de STRS die nog wel zowel de ‘Conflict’- als de ‘Nabijheid-dimensie’ bevat. Beide waren – ook in de oorspronkelijke Engelstalige versie – immers slechts matig gecorreleerd (|r|=.45). We gebruikten hiervoor voor beide schalen de vier hoogst ladende items uit de EFA (tabel 10). Voor de ‘Nabijheidsschaal’ waren dat de items 5, 9, 15 en 27 (item 1 was al afgevallen wegens een crosslading).

De interne

consistentie van deze schaal bedroeg .86. Voor de Conflictschaal waren de hoogst ladende items item 2, 11, 13 en 22.

De interne consistentie bedroeg hier .87.

Ook voor deze

beperktere set van items werd de vooropgestelde tweefactorenstructuur getoetst via een CFA met LISREL 8.30. Het getoetste model wordt grafisch weergegeven in figuur 3. De

20

fitgegevens voor dit model vindt men in tabel 15. samengestelde

schaal

was

laag,

α=.65,

wat

De interne consistentie van de

niet

verwonderlijk

is

gezien

de

tweefactorenstructuur.

Tabel 15 Fitgegevens voor de verkorte versie van de STRS, met items 5, 9, 15 en 27 voor de Nabijheidsschaal

Modellen

χ² (df)

p

χ²/df

GFI

AGFI

RMSEA

NNFI

Conflict

2.76 (2)

.25

1.38

.99

.95

.044

.98

Nabijheid

13.49 (2)

.00

6.75

.94

.68

.171

.82

Volledig model

67.45(19)

.00

3.55

.88

.77

.116

.85

item2

item5

item9

CONFLICT

item11

item13

NABIJHEID item15

item22

item27

Figuur 3 Grafische voorstelling van de verkorte versie van de STRS

21

Wanneer

we

naar

de

modificatie-indices

keken,

om

door

het

vrijmaken

van

foutencovarianties of door het toevoegen van nieuwe paden de fit te verbeteren, bleek dat drie van de hoogste modificatie-indices een foutencovariantie tussen item 5 en een ander item betroffen (items 27, 15, 5). Daarnaast werd ook nog een pad voorgesteld van de Conflictschaal naar item 5.

We vroegen ons daarom af of item 5 misschien een

probleemitem was en vervingen het door een ander item dat hoog laadt op de Nabijheidsfactor, namelijk item 3 (zie tabel 10). Ook inhoudelijk lijkt "Als dit kind verdrietig is, zoek hij/zij troost bij mij (item 3)" een betere keuze dan "Dit kind waardeert de relatie met mij (item 5)" voor de Nabijheidsschaal. Het eerste valt immers duidelijker af te leiden uit het gedrag van het kind. Het model waarbij we item 3 gebruikten, leverde inderdaad betere fit-scores op dan het model met item 5 (zie tabel 16).

Beide unidimensionele modellen bereiken een bijna

perfecte fit. Ook het volledige model voldoet voor elke fitmaat aan de beoogde criteria. Het betrouwbaarheidsinterval rond de RMSEA-score bevat .05 want de p-waarde voor de 'test of close fit' bedraagt .11. De uiteindelijke keuze van de items voor de verkorte versie van de STRS is dus (tabel 18): Nabijheidsschaal: items 3, 9, 15 en 27 (α=.84). Conflictschaal: items 2, 11, 13 en 22 (α=.87). Voor een grafische weergave en andere fitmaten voor dit model: zie bijlage 9. De fit van de verkorte versie is dus beter dan die van de volledige, maar dat gaat ten koste van de interne consistentie van de schaal. Voor het volledige model bedroeg die voor de schalen conflict, nabijheid en totaal respectievelijk .92, .90 en .91, voor deze beperkte versie: .87, .84 en .69. Voor de aparte schalen is de betrouwbaarheid goed, maar voor de volledige schaal is die problematisch. Het lijkt dus niet aangewezen de volledige schaal te gebruiken als index voor hoe positief de relatie tussen leerling en leerkracht globaal is. Men werkt beter enkel met de scores van de twee subschalen. Het verlies aan interne consistentie weegt echter niet op tegen de tijdswinst wanneer de leerkrachten per leerling slechts acht in plaats van 23 items moeten invullen.

Tabel 16 Fitgegevens voor de verkorte versie van de STRS, met items 3, 9, 15 en 27 voor de Nabijheidsschaal

Modellen

χ² (df)

P

χ²/df

GFI

AGFI

RMSEA

NNFI

Conflict

2.76 (2)

.25

1.38

.99

.95

.044

.98

Nabijheid

2.03 (2)

.36

1.02

.99

.97

.008

1.00

39.51 (19)

.00

2.08

.94

.89

.074

.94

Volledig model

22

Tabel 17 Correlaties tussen de scores op de verkorte versies van de subschalen Afhankelijkheid en Conflict onderling en met de totaalscore

Nabijheid (Verkort)

Nabijheid (verkort)

Conflict (Verkort)

Totaal (Verkort)

1.00

-.11

.77

1.00

-.71

Conflict (Verkort)

De correlatie tussen beide latente variabelen ‘Nabijheid’ en ‘Conflict’ bedraagt -.05 (in tabel 17 staan correlaties tussen de schaalscores).

De fit van het model waarvoor

verondersteld wordt dat de latente variabelen ongecorreleerd zijn verschilt niet significant van dit verkorte tweefactorenmodel (χ²(1)=1.27, p > .2). Dit geeft aan dat de twee schalen verschillende constructen meten. Tabel 19 geeft de gestandaardiseerde factorladingen van de acht items op het latente construct dat ze meten. Zoals verwacht, omdat de fit van het model goed is, zijn alle ladingen hoog. De laagste lading was voor item 3 en bedroeg .58.

Tabel 18 De verkorte versie van de STRS

#

Item

Nabijheidsschaal 3. 9. 15. 27.

Als dit kind verdrietig is, zoekt hij/zij troost bij mij. Dit kind vertelt me spontaan dingen over zichzelf. Ik voel gemakkelijk aan wat dit kind voelt. Dit kind spreekt vrijuit over zijn gevoelens en ervaringen met mij.

Conflictschaal

Dit kind en ik lijken altijd te twisten met elkaar. Dit kind wordt gemakkelijk kwaad op mij. Dit kind vindt dat ik hem/haar oneerlijk behandel. Als dit kind slecht gehumeurd is, weet ik dat het een lange en moeilijke dag wordt.

2. 11. 13. 22.

Tabel 19 Gestandaardiseerde factorladingen van het verkorte tweefactorenmodel

#

Item

2. 3. 9. 11. 13. 15. 22.

Dit kind en ik lijken altijd te twisten met elkaar. Als dit kind verdrietig is, zoekt hij/zij troost bij mij. Dit kind vertelt me spontaan dingen over zichzelf. Dit kind wordt gemakkelijk kwaad op mij. Dit kind vindt dat ik hem/haar oneerlijk behandel. Ik voel gemakkelijk aan wat dit kind voelt. Als dit kind slecht gehumeurd is, weet ik dat het een lange en moeilijke dag wordt. Dit kind spreekt vrijuit over zijn gevoelens en ervaringen met mij.

27.

Nabijheid

Conflict

R²

.78

.60 .34 .78 .69 .67 .44 .56

.58 .88 .83 .82 .66 .75 .93

.87

6. CONCLUSIE De bedoeling van deze studie was om de factorstructuur van de STRS te toetsen en zo mogelijk een verkorte versie op te stellen. Pianta (1996) stelde op basis van exploratorische factoranalyses een lijst op van 28 items die bestond uit drie subschalen: Nabijheid, Conflict

23

en Afhankelijkheid. De items uit deze lijst werden vertaald in het Nederlands en ingevuld voor 199 leerlingen. We wilden nagaan of we deze zelfde driefactorenstructuur ook in onze gegevens terugvonden via een confirmatorische factoranalyse. Uit voorafgaande analyses bleek dat de meeste items scheef verdeeld waren: leerkrachten zagen de relaties met hun leerlingen in het algemeen positief. Daarnaast bleek ook reeds dat we problemen konden verwachten bij het toetsen van het driefactorenmodel.

De

interne consistentie van de Afhankelijkheidsschaal was laag (α = .58) en de itemtotaalcorrelaties voor de items van deze schaal waren op twee items na ook zeer laag. De interne consistenties voor de ‘Nabijheids’- en ‘Conflictschaal’ waren goed (respectievelijk .90 en .92). We vonden dan ook geen evidentie voor het vooropgestelde driefactorenmodel met de dimensies ‘Nabijheid’, ‘Conflict’ en ‘Afhankelijkheid’. De fit van het volledige model, alsook voor de unidimensionele modellen voldeed niet aan de vooropgestelde criteria.

We

probeerden deze fit te verbeteren door na inspectie van de modificatie-indices en de gestandaardiseerde residuen foutencovarianties toe te laten of paden toe te voegen. We moesten echter teveel van dergelijke modificaties toepassen die inhoudelijk te moeilijk interpreteerbaar waren om het model nog zinvol te kunnen noemen. We vonden echter twee andere versies van de STRS die wel een aanvaardbare fit vertoonden. We stelden op basis van een exploratorische factoranalyse een tweede model op. bevatte nog slechts twee factoren: ‘Nabijheid’ en ‘Conflict’.

Dit

Van de oorspronkelijke

‘Afhankelijkheidsschaal’ bleken immers nog maar twee items een unieke lading te vertonen en deze twee items correleerden slechts .40 met elkaar, waardoor we niet meer van een schaal konden spreken.

De ‘Nabijheids’- en ‘Conflict’-schalen bestonden uit items die een

unieke lading op een factor vertoonden, zie tabel 11 voor een opsomming. Na het vrijlaten van twee foutencovarianties voldeed dit model aan de fit-criteria. We vonden dus evidentie voor een tweefactorenmodel dat paste bij onze gegevens. Bovendien zijn we erin geslaagd een verkorte versie van de STRS te construeren.

Ook

hiervoor werd de vooropgestelde Factorstructuur afdoende bevestigd. Op basis van de EFA en de daarop volgende CFA selecteerden we vier items voor elk van de subschalen ‘Nabijheid’ en ‘Conflict’. In tabel 18 staat een lijstje met de overgebleven items. De interne consistentie van de subschalen was kleiner dan in de volledige vragenlijst, maar bleef zeker aanvaardbaar en dit beperkte verlies aan interne consistentie wordt gecompenseerd door

24

de tijdswinst voor de leerkrachten bij het invullen van de verkorte versie. In plaats van 23 moeten ze nu nog slechts acht items per leerling invullen.

25

Referenties Bollen, K. A. (1989). Structural equations with latent variables. New York: Wiley. Birch, S. H., & Ladd, G. W. (1997). The teacher-child relationship and children's early school adjustment. Journal of School Psychology, 35(1), 61-79. Brown, M. W., & Cudeck, R. (1989). Single sample cross-validation indices for covariance structures. Multivariate Behavioral Research, 24, 445-445. Brown, M. W., & Cudeck, R. (1993). Alternative ways of assessing model fit. In K. A. Bollen & J. S. Long (Eds.): Testing Structural Equation Models, Sage Publications. Byrne, B. M. (1989). A primer for LISREL: basic applications and programming for confirmatory factor analytic model. New York: Springer. Cost, Quality, and Child Outcomes Study Team. (1995). Cost, quality, and child outcomes in child care centers: Public report.

Denver: University of Colorado, Economics

Department. Cramer, K. M., Hartleib, M. (2001). The attitudes to chocolate questionnaire: a psychometric evaluation. Personality and Individual Differences, 31, 931-942. Hox, J. J. (1999). Principes en toepassing van structurele modellen. Kind en Adolescent, 20(3), 200-217. Jöreskög, K. G. (1971). Simultanious factor analysis in several populations. Psychometrika, 36, 409-426. Jöreskög, K. G. & Sörbom, D. (1993). LISREL8: Structural Equation Modeling with the SIMPLIS Command Language. Hillsdale, NJ: Lawrence Erlbaum. Kaplan, D. (1988). The impact of specification error on the estimation, testing, and improvement of structural equation models. Multivariate Behavioral Research, 23, 6986. Ladd G. W. (1992). The Teacher Rating Scale of School Adjustment. University of Illinois. Ladd, G. W., Birch, S. H., & Buhs, E. (1999). Children's social and scholastic lives in kindergarten: Related spheres of influence? Child Development, 70(6), 1373-1400. Ladd, G. W., & Burgess, K. B. (1999). Charting the Relationship Trajectories of Aggressive, Withdrawn, and Aggressive/Withdrawn Children during Early Grade School.

Child

Development, 70(4), 910-929. Loehlin, J. C. (1987). Latent variable models. An introduction to factor, path, and structural analysis. Hillsdale, NJ: Lawrence Erlbaum. Pianta, R. C. (1992).

Conceptual and methodological issues in research on relationships

between children and nonparental adults. In R. Pianta (Ed.), Beyond the parent: The role of other adults in childrens's lives (pp.121-129). San Francisco: Jossey-Bass.

26

Pianta, R. C. (1994). Patterns of relationships between children and kindergarten teachers. Journal of School Psychology, 21(1), 15-31. Pianta, R. C. (1996). Manual and Scoring Guide For the Student-Teacher Relationship Scale. University of Virginia. Pianta, R. C. (2001). STRS Student-Teacher Relationship Scale. Professional Manual. Odessa, FL: Psychological Assessment Resources. Pianta, R. C., & Steinberg, M. (1992). Teacher-child relationships and the process of adjusting to school. In R. Pianta (Ed.), Beyond the parent: The role of other adults in children's lives (pp. 61-79). San Francisco: Jossey-Bass. Pianta, R. C., Steinberg, M. S., & Rollins, K. B. (1995). The first two years of school: Teacher-chld relationships and deflections in children's classroom adjustment.

Development and

Psychopathology, 7, 295-312. Roncada, A. (2001).

Zelfwaardering, relatie met de leerkracht en schoolaanpassing bij

kleuters. Ongepubliceerde licentiaatsverhandeling, Centrum voor Schoolpsychologie, K.U. Leuven. Saft, E. W. (1994). A descriptive study of the Student-Teacher Relationship Scale use with preschoolers. Doctoral dissertation, Curry School of Education, University of Virginia. Steiger, J. H. (1990). Structural model evaluation and modification: An interval estimation approach. Multivariate Behavioral Research, 25, 173-180. Tanaka, J. S. (1987). “How Big is Big Enough”: sample size and goodness of fit in structural equation models with latent variables. Child Development, 58, 134-146. Verboven, K., & Verheyen, V. (in voorbereiding).

Schoolaanpassing van kinderen bij de

overgang naar het lager onderwijs (voorlopige titel). Centrum voor Schoolpsychologie, K.U.Leuven. Verschueren, K. (1996).

Een veilige gehechtheid, een positief zelf?

Representaties van

gehechtheidsrelaties en van het zelf en sociaal-emotionele competentie bij kleuters. Ongepubliceerd doctoraatsproefschrift, Centrum voor Ontwikkelingspsychologie, K.U. Leuven. Wheaton, B. (1988). Assessment of fit in overidentified models with latent variables. In J. S. Long (Ed.), Common problems/proper solutions: Avoiding error in quantitative research (pp. 193-225). Beverly Hills, CA: Sage.

27

BIJLAGEN

1

Bijlage 1 De items van de STRS per subschaal

De RelatieSchaal Leerling-Leerkracht (Pianta, 1996; vertaald door Roncada, 2001) Schaal 1 : Conflict

Item 2 : Item 11 : Item 13 : Item 16 : Item 18 : Item 19 : Item 20 : Item 22 : Item 23 : Item 24 : Item 25 : Item 26 :

Dit kind en ik lijken altijd te twisten met elkaar. Dit kind wordt gemakkelijk kwaad op mij. Dit kind vindt dat ik hem/haar oneerlijk behandel. Dit kind ziet mij als iemand die straf en kritiek geeft. Dit kind blijft kwaad of wordt opstandig nadat ik hem/haar gestraft heb. Als dit kind zich misdraagt, reageert hij/zij goed op mijn blik of de toon die ik aansla. Omgaan met dit kind vergt veel van mijn energie. Als dit kind slecht gehumeurd is, weet ik dat het een lange en moeilijke dag wordt. De gevoelens van dit kind tegenover mij kunnen onvoorspelbaar zijn of plots omslaan. Ondanks mijn uiterste inspanningen, voel ik mij ongemakkelijk bij de manier waarop dit kind en ik met elkaar omgaan. Dit kind zeurt of weent als hij/zij iets van mij wil. Dit kind gedraagt zich heimelijk en manipulatief tegenover mij.

Schaal 2 : Nabijheid

Item 1 : Item 3 : Item 4 : Item 5 : Item 7 : Item 9 : Item 12 : Item 15 : Item 21 : Item 27 : Item 28 :

Ik heb een hartelijke, warme relatie met dit kind. Als dit kind verdrietig is, zoekt hij/zij troost bij mij. Dit kind voelt zich ongemakkelijk bij mijn aanraking of fysieke affectie. Dit kind waardeert de relatie met mij. Als ik dit kind prijs, straalt hij/zij van trots. Dit kind vertelt me spontaan dingen over zichzelf. Dit kind probeert me te plezieren. Ik voel gemakkelijk aan wat dit kind voelt. Ik heb al gemerkt dat dit kind mijn gedrag of de manier waarop ik dingen doe, overneemt. Dit kind spreekt vrijuit over zijn gevoelens en ervaringen met mij. Mijn omgang met dit kind geeft mij een gevoel van zelfzekerheid en doeltreffendheid. Schaal 3 : Afhankelijkheid

Item 6 : Item8 : Item 10 : Item 14 : Item 17 :

Dit kind lijkt gekwetst of beschaamd als ik hem/haar corrigeer. Dit kind reageert hevig als hij/zij niet bij mij kan zijn. Dit kind is te afhankelijk van mij. Dit kind vraagt om mijn hulp als hij/zij niet echt hulp nodig heeft. Dit kind is gekrenkt of jaloers als ik tijd met andere kinderen doorbreng.

2

Bijlage 2. De items van de STRS in de volgorde zoals ze in de vragenlijst staan

Zeker niet van toepassing 1

Niet echt van toepassing 2

Neutraal, ik In zekere mate ben niet zeker van toepassing 3 4

Zeker van toepassing 5

1.


1

2

3

4

5

2.


1

2

3

4

5

3.


1

2

3

4

5

4.


1

2

3

4

5

5.


1

2

3

4

5

6.


1

2

3

4

5

7.


1

2

3

4

5

8.


1

2

3

4

5

9.


1

2

3

4

5

10.


1

2

3

4

5

11.


1

2

3

4

5

12.


1

2

3

4

5

13.


1

2

3

4

5

14.


1

2

3

4

5

15.


1

2

3

4

5

16.


1

2

3

4

5

17.


1

2

3

4

5

18.


1

2

3

4

5

19.

Als dit kind zich misdraagt, reageert hij/zij goed op mijn blik of de toon

1

2

3

4

5


1

2

3

4

5

Ik heb al gemerkt dat dit kind mijn gedrag of de manier waarop ik dingen

1

2

3

4

5

1

2

3

4

5

1

2

3

4

5

1

2

3

4

5

die ik aansla. 20. 21.

doe, overneemt. 22.


23.


24.


25.


1

2

3

4

5

26.


1

2

3

4

5

27.


1

2

3

4

5

28.


1

2

3

4

5

doeltreffendheid.

3

Bijlage 3 Lijst van fitmaten voor het volledige driefactorenmodel

Goodness of Fit Statistics Degrees of Freedom = 347 Minimum Fit Function Chi-Square = 1247.33 (P = 0.0) Normal Theory Weighted Least Squares Chi-Square = 1425.00 (P = 0.0) Estimated Non-centrality Parameter (NCP) = 1078.00 90 Percent Confidence Interval for NCP = (965.35 ; 1198.18) Minimum Fit Function Value = 6.30 Population Discrepancy Function Value (F0) = 5.44 90 Percent Confidence Interval for F0 = (4.88 ; 6.05) Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA) = 0.13 90 Percent Confidence Interval for RMSEA = (0.12 ; 0.13) P-Value for Test of Close Fit (RMSEA < 0.05) = 0.00 Expected Cross-Validation Index (ECVI) = 7.79 90 Percent Confidence Interval for ECVI = (7.22 ; 8.40) ECVI for Saturated Model = 4.10 ECVI for Independence Model = 19.70 Chi-Square for Independence Model with 378 Degrees of Freedom = 3844.71 Independence AIC = 3900.71 Model AIC = 1543.00 Saturated AIC = 812.00 Independence CAIC = 4020.92 Model CAIC = 1796.31 Saturated CAIC = 2555.08 Root Mean Square Residual (RMR) = 0.16 Standardized RMR = 0.12 Goodness of Fit Index (GFI) = 0.66 Adjusted Goodness of Fit Index (AGFI) = 0.60 Parsimony Goodness of Fit Index (PGFI) = 0.56 Normed Fit Index (NFI) = 0.68 Non-Normed Fit Index (NNFI) = 0.72 Parsimony Normed Fit Index (PNFI) = 0.62 Comparative Fit Index (CFI) = 0.74 Incremental Fit Index (IFI) = 0.74 Relative Fit Index (RFI) = 0.65 Critical N (CN) = 66.28

4

Bijlage 4 Pogingen om de fit van het volledige driefactorenmodel te verbeteren door het toevoegen van paden en het toelaten van foutencovarianties op basis van modificatie-indices

Modellen

χ² (df)

χ²/

GFI

AGFI

RMSEA

NNFI

df Initieel driefactorenmodel

1425.00(347)

4.1

.66

.60

.125

.72

1251.64(346)

3.6

.69

.63

.115

.76

1111.32(345)

3.22

.71

.66

.106

.78

1054.83(244)

3.07

.72

.67

.102

.79

1020.08(343)

2.97

.73

.68

.100

.80

988.30(342)

2.89

.74

.69

.098

.81

942.48(341)

2.76

.75

.70

.094

.82

921.78(340)

2.71

.75

.70

.093

.83

885.13(339)

2.61

.76

.71

.090

.83

853.79(338)

2.53

.76

.72

.088

.84

839.16(337)

2.49

.77

.72

.087

.85

807.58(336)

2.40

.77

.73

.084

.86

781.30(335)

2.33

.78

.73

.082

.86

765.71(334)

2.29

.78

.74

.081

.87

739.07(333)

2.22

.79

.74

.078

.87

toegevoegd pad van Nabijheid Æ Item 24 Foutencovariantie tussen item27 en item9 toegevoegd pad van Afhankelijkheid Æ item25 toegevoegd pad van Conflict Æ item1 Toegevoegd pad van Afhankelijkheid Æ item28 Foutencovariantie tussen item13 en item11 toegevoegd pad tussen Nabijheid Æ item19 toegevoegd pad tussen Nabijheid Æ item20 toegevoegd pad tussen Nabijheid Æ item23 Foutencovariantie tussen item14 en item1 Foutencovariantie tussen item24 en item20 Foutencovariantie tussen item10 en item8 Foutencovariantie tussen item18 en item6 Foutencovariantie tussen item24 en item1

5

Bijlage 5 Fitmaten voor de drie submodellen van de STRS: Conflict, Nabijheid en Afhankelijkheid

Conflict Degrees of Freedom = 54 Minimum Fit Function Chi-Square = 251.66 (P = 0.0) Normal Theory Weighted Least Squares Chi-Square = 266.08 (P = 0.0) Estimated Non-centrality Parameter (NCP) = 212.08 90 Percent Confidence Interval for NCP = (164.93 ; 266.76) Minimum Fit Function Value = 1.27 Population Discrepancy Function Value (F0) = 1.07 90 Percent Confidence Interval for F0 = (0.83 ; 1.35) Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA) = 0.14 90 Percent Confidence Interval for RMSEA = (0.12 ; 0.16) P-Value for Test of Close Fit (RMSEA < 0.05) = 0.00 Expected Cross-Validation Index (ECVI) = 1.59 90 Percent Confidence Interval for ECVI = (1.35 ; 1.86) ECVI for Saturated Model = 0.79 ECVI for Independence Model = 7.97 Chi-Square for Independence Model with 66 Degrees of Freedom = 1553.51 Independence AIC = 1577.51 Model AIC = 314.08 Saturated AIC = 156.00 Independence CAIC = 1629.03 Model CAIC = 417.12 Saturated CAIC = 490.88 Root Mean Square Residual (RMR) = 0.093 Standardized RMR = 0.063 Goodness of Fit Index (GFI) = 0.82 Adjusted Goodness of Fit Index (AGFI) = 0.74 Parsimony Goodness of Fit Index (PGFI) = 0.57 Normed Fit Index (NFI) = 0.84 Non-Normed Fit Index (NNFI) = 0.84 Parsimony Normed Fit Index (PNFI) = 0.69 Comparative Fit Index (CFI) = 0.87 Incremental Fit Index (IFI) = 0.87 Relative Fit Index (RFI) = 0.80 Critical N (CN) = 64.78

Nabijheid Degrees of Freedom = 44 Minimum Fit Function Chi-Square = 189.34 (P = 0.0) Normal Theory Weighted Least Squares Chi-Square = 188.99 (P = 0.0) Estimated Non-centrality Parameter (NCP) = 144.99 90 Percent Confidence Interval for NCP = (106.20 ; 191.34) Minimum Fit Function Value = 0.96 Population Discrepancy Function Value (F0) = 0.73 90 Percent Confidence Interval for F0 = (0.54 ; 0.97) Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA) = 0.13 90 Percent Confidence Interval for RMSEA = (0.11 ; 0.15) P-Value for Test of Close Fit (RMSEA < 0.05) = 0.00 Expected Cross-Validation Index (ECVI) = 1.18 90 Percent Confidence Interval for ECVI = (0.98 ; 1.41) ECVI for Saturated Model = 0.67 ECVI for Independence Model = 6.77 Chi-Square for Independence Model with 55 Degrees of Freedom = 1317.53

6

Bijlage 5 Fitmaten voor de drie submodellen van de STRS: Conflict, Nabijheid en Afhankelijkheid Independence AIC = 1339.53 Model AIC = 232.99 Saturated AIC = 132.00 Independence CAIC = 1386.76 Model CAIC = 327.44 Saturated CAIC = 415.36 Root Mean Square Residual (RMR) = 0.071 Standardized RMR = 0.054 Goodness of Fit Index (GFI) = 0.85 Adjusted Goodness of Fit Index (AGFI) = 0.78 Parsimony Goodness of Fit Index (PGFI) = 0.57 Normed Fit Index (NFI) = 0.86 Non-Normed Fit Index (NNFI) = 0.86 Parsimony Normed Fit Index (PNFI) = 0.69 Comparative Fit Index (CFI) = 0.88 Incremental Fit Index (IFI) = 0.89 Relative Fit Index (RFI) = 0.82 Critical N (CN) = 72.85

Schaal 3 : Afhankelijkheid

Degrees of Freedom = 5 Minimum Fit Function Chi-Square = 18.62 (P = 0.0023) Normal Theory Weighted Least Squares Chi-Square = 17.22 (P = 0.0041) Estimated Non-centrality Parameter (NCP) = 12.22 90 Percent Confidence Interval for NCP = (3.18 ; 28.82) Minimum Fit Function Value = 0.094 Population Discrepancy Function Value (F0) = 0.062 90 Percent Confidence Interval for F0 = (0.016 ; 0.15) Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA) = 0.11 90 Percent Confidence Interval for RMSEA = (0.057 ; 0.17) P-Value for Test of Close Fit (RMSEA < 0.05) = 0.035 Expected Cross-Validation Index (ECVI) = 0.19 90 Percent Confidence Interval for ECVI = (0.14 ; 0.27) ECVI for Saturated Model = 0.15 ECVI for Independence Model = 0.62 Chi-Square for Independence Model with 10 Degrees of Freedom = 113.20 Independence AIC = 123.20 Model AIC = 37.22 Saturated AIC = 30.00 Independence CAIC = 144.66 Model CAIC = 80.16 Saturated CAIC = 94.40 Root Mean Square Residual (RMR) = 0.071 Standardized RMR = 0.057 Goodness of Fit Index (GFI) = 0.97 Adjusted Goodness of Fit Index (AGFI) = 0.90 Parsimony Goodness of Fit Index (PGFI) = 0.32 Normed Fit Index (NFI) = 0.84 Non-Normed Fit Index (NNFI) = 0.74 Parsimony Normed Fit Index (PNFI) = 0.42 Comparative Fit Index (CFI) = 0.87 Incremental Fit Index (IFI) = 0.87 Relative Fit Index (RFI) = 0.67 Critical N (CN) = 161.48

7

Bijlage 7 Fitmaten van het tweefactorenmodel en de unidimensionele modellen

#

Item

Nabijheid

Conflict

Afhank

1.


2.


3.


.61

.38

4.

Dit kind voelt zich ongemakkelijk bij mijn aanraking of fysieke

.41

.17

.77

.59

.87

R² .77

.80

.64

affectie. 5.


6.


7.


8.


9.


10.


11.


12.


13.


14.


15.

Ik voel gemakkelijk aan wat dit kind voelt

16.


.16 .63

.02 .40

.49 .77

.24 .60

.49 .72

.24 .52

.55

.31 .75

.56 .54

.79

.29 .62

.70

.49

heb. 17.

Dit kind is gekrenkt of jaloers als ik tijd met andere kinderen

.66

.44

doorbreng. 18.


.78

.60

.60

.36

.74

.55

heb. 19.

Als dit kind zich misdraagt, reageert hij/zij goed op mijn blik of de toon die ik aansla.

20.


21.

Ik heb al gemerkt dat dit kind mijn gedrag of de manier waarop ik

.48

.23

dingen doe, overneemt. 22.

Als dit kind slecht gehumeurd is, weet ik dat het een lange en

.78

.61

.79

.63

.68

.47

moeilijke dag wordt. 23.


24.


25.


.56

.31

26.


.79

.62

27.


.80

.64


.87

.76

28.

doeltreffendheid.

8

Bijlage 7 Fitmaten van het tweefactorenmodel en de unidimensionele modellen

Volledig model Degrees of Freedom = 103 Minimum Fit Function Chi-Square = 317.58 (P = 0.0) Normal Theory Weighted Least Squares Chi-Square = 349.29 (P = 0.0) Satorra-Bentler Scaled Chi-Square = 246.60 (P = 0.00) Chi-Square Corrected for Non-Normality = 450.11 (P = 0.0) Estimated Non-centrality Parameter (NCP) = 143.60 90 Percent Confidence Interval for NCP = (101.45 ; 193.46) Minimum Fit Function Value = 1.60 Population Discrepancy Function Value (F0) = 0.73 90 Percent Confidence Interval for F0 = (0.51 ; 0.98) Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA) = 0.084 90 Percent Confidence Interval for RMSEA = (0.071 ; 0.097) P-Value for Test of Close Fit (RMSEA < 0.05) = 0.00 Expected Cross-Validation Index (ECVI) = 1.58 90 Percent Confidence Interval for ECVI = (1.37 ; 1.83) ECVI for Saturated Model = 1.37 ECVI for Independence Model = 9.46 Chi-Square for Independence Model with 120 Degrees of Freedom = 1841.20 Independence AIC = 1873.20 Model AIC = 312.60 Saturated AIC = 272.00 Independence CAIC = 1941.90 Model CAIC = 454.28 Saturated CAIC = 855.89 Root Mean Square Residual (RMR) = 0.11 Standardized RMR = 0.092 Goodness of Fit Index (GFI) = 0.82 Adjusted Goodness of Fit Index (AGFI) = 0.76 Parsimony Goodness of Fit Index (PGFI) = 0.62 Normed Fit Index (NFI) = 0.83 Non-Normed Fit Index (NNFI) = 0.85 Parsimony Normed Fit Index (PNFI) = 0.71 Comparative Fit Index (CFI) = 0.88 Incremental Fit Index (IFI) = 0.88 Relative Fit Index (RFI) = 0.80 Critical N (CN) = 87.85

Conflict Degrees of Freedom = 14 Minimum Fit Function Chi-Square = 58.44 (P = 0.00) Normal Theory Weighted Least Squares Chi-Square = 59.41 (P = 0.00) Satorra-Bentler Scaled Chi-Square = 32.69 (P = 0.0032) Chi-Square Corrected for Non-Normality = 31.72 (P = 0.0044) Estimated Non-centrality Parameter (NCP) = 18.69 90 Percent Confidence Interval for NCP = (5.72 ; 39.35) Minimum Fit Function Value = 0.30 Population Discrepancy Function Value (F0) = 0.094 90 Percent Confidence Interval for F0 = (0.029 ; 0.20) Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA) = 0.082 90 Percent Confidence Interval for RMSEA = (0.045 ; 0.12) P-Value for Test of Close Fit (RMSEA < 0.05) = 0.071 Expected Cross-Validation Index (ECVI) = 0.31 90 Percent Confidence Interval for ECVI = (0.24 ; 0.41) ECVI for Saturated Model = 0.28 ECVI for Independence Model = 4.45

9

Bijlage 7 Fitmaten van het tweefactorenmodel en de unidimensionele modellen Chi-Square for Independence Model with 21 Degrees of Freedom = 866.67 Independence AIC = 880.67 Model AIC = 60.69 Saturated AIC = 56.00 Independence CAIC = 910.73 Model CAIC = 120.80 Saturated CAIC = 176.21 Root Mean Square Residual (RMR) = 0.046 Standardized RMR = 0.040 Goodness of Fit Index (GFI) = 0.92 Adjusted Goodness of Fit Index (AGFI) = 0.84 Parsimony Goodness of Fit Index (PGFI) = 0.46 Normed Fit Index (NFI) = 0.93 Non-Normed Fit Index (NNFI) = 0.92 Parsimony Normed Fit Index (PNFI) = 0.62 Comparative Fit Index (CFI) = 0.95 Incremental Fit Index (IFI) = 0.95 Relative Fit Index (RFI) = 0.90 Critical N (CN) = 99.75

Nabijheid Goodness of Fit Statistics Degrees of Freedom = 27 Minimum Fit Function Chi-Square = 107.10 (P = 0.00) Normal Theory Weighted Least Squares Chi-Square = 116.90 (P = 0.00) Satorra-Bentler Scaled Chi-Square = 84.86 (P = 0.00) Chi-Square Corrected for Non-Normality = 66.11 (P = 0.00) Estimated Non-centrality Parameter (NCP) = 57.86 90 Percent Confidence Interval for NCP = (33.79 ; 89.55) Minimum Fit Function Value = 0.54 Population Discrepancy Function Value (F0) = 0.29 90 Percent Confidence Interval for F0 = (0.17 ; 0.45) Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA) = 0.10 90 Percent Confidence Interval for RMSEA = (0.080 ; 0.13) P-Value for Test of Close Fit (RMSEA < 0.05) = 0.00031 Expected Cross-Validation Index (ECVI) = 0.61 90 Percent Confidence Interval for ECVI = (0.49 ; 0.77) ECVI for Saturated Model = 0.45 ECVI for Independence Model = 4.22 Chi-Square for Independence Model with 36 Degrees of Freedom = 816.58 Independence AIC = 834.58 Model AIC = 120.86 Saturated AIC = 90.00 Independence CAIC = 873.22 Model CAIC = 198.14 Saturated CAIC = 283.20 Root Mean Square Residual (RMR) = 0.077 Standardized RMR = 0.061 Goodness of Fit Index (GFI) = 0.88 Adjusted Goodness of Fit Index (AGFI) = 0.81 Parsimony Goodness of Fit Index (PGFI) = 0.53 Normed Fit Index (NFI) = 0.87 Non-Normed Fit Index (NNFI) = 0.86 Parsimony Normed Fit Index (PNFI) = 0.65 Comparative Fit Index (CFI) = 0.90 Incremental Fit Index (IFI) = 0.90 Relative Fit Index (RFI) = 0.83 Critical N (CN) = 87.82

10

Bijlage 8 Fitmaten van het tweefactorenmodel van de STRS met foutencovarianties tussen items 27 en 9 en tussen items 18 en 2

Goodness of Fit Statistics Degrees of Freedom = 101 Minimum Fit Function Chi-Square = 244.75 (P = 0.00) Normal Theory Weighted Least Squares Chi-Square = 248.26 (P = 0.00) Satorra-Bentler Scaled Chi-Square = 177.40 (P = 0.00) Chi-Square Corrected for Non-Normality = 420.44 (P = 0.0) Estimated Non-centrality Parameter (NCP) = 76.40 90 Percent Confidence Interval for NCP = (43.22 ; 117.45) Minimum Fit Function Value = 1.24 Population Discrepancy Function Value (F0) = 0.39 90 Percent Confidence Interval for F0 = (0.22 ; 0.59) Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA) = 0.062 90 Percent Confidence Interval for RMSEA = (0.046 ; 0.077) P-Value for Test of Close Fit (RMSEA < 0.05) = 0.098 Expected Cross-Validation Index (ECVI) = 1.25 90 Percent Confidence Interval for ECVI = (1.08 ; 1.46) ECVI for Saturated Model = 1.37 ECVI for Independence Model = 9.46 Chi-Square for Independence Model with 120 Degrees of Freedom = 1841.20 Independence AIC = 1873.20 Model AIC = 247.40 Saturated AIC = 272.00 Independence CAIC = 1941.90 Model CAIC = 397.67 Saturated CAIC = 855.89 Root Mean Square Residual (RMR) = 0.099 Standardized RMR = 0.081 Goodness of Fit Index (GFI) = 0.86 Adjusted Goodness of Fit Index (AGFI) = 0.82 Parsimony Goodness of Fit Index (PGFI) = 0.64 Normed Fit Index (NFI) = 0.87 Non-Normed Fit Index (NNFI) = 0.90 Parsimony Normed Fit Index (PNFI) = 0.73 Comparative Fit Index (CFI) = 0.92 Incremental Fit Index (IFI) = 0.92 Relative Fit Index (RFI) = 0.84 Critical N (CN) = 111.81

11

Bijlage 9 Grafische voorstelling en fitmaten van het verkorte tweefactorenmodel van de STRS

item 2

item 3

item 9

C O N FLIC T

item 11

item 13

item 15

N AB IJH E ID

item 22

item 27

12

Bijlage 9 Grafische voorstelling en fitmaten van het verkorte tweefactorenmodel van de STRS

Goodness of Fit Statistics Degrees of Freedom = 19 Minimum Fit Function Chi-Square = 50.67 (P = 0.00010) Normal Theory Weighted Least Squares Chi-Square = 49.82 (P = 0.00014) Satorra-Bentler Scaled Chi-Square = 39.51 (P = 0.0038) Chi-Square Corrected for Non-Normality = 32.23 (P = 0.029) Estimated Non-centrality Parameter (NCP) = 20.51 90 Percent Confidence Interval for NCP = (6.24 ; 42.53) Minimum Fit Function Value = 0.26 Population Discrepancy Function Value (F0) = 0.10 90 Percent Confidence Interval for F0 = (0.031 ; 0.21) Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA) = 0.074 90 Percent Confidence Interval for RMSEA = (0.041 ; 0.11) P-Value for Test of Close Fit (RMSEA < 0.05) = 0.11 Expected Cross-Validation Index (ECVI) = 0.37 90 Percent Confidence Interval for ECVI = (0.30 ; 0.48) ECVI for Saturated Model = 0.36 ECVI for Independence Model = 4.38 Chi-Square for Independence Model with 28 Degrees of Freedom = 850.33 Independence AIC = 866.33 Model AIC = 73.51 Saturated AIC = 72.00 Independence CAIC = 900.67 Model CAIC = 146.49 Saturated CAIC = 226.56 Root Mean Square Residual (RMR) = 0.095 Standardized RMR = 0.081 Goodness of Fit Index (GFI) = 0.94 Adjusted Goodness of Fit Index (AGFI) = 0.89 Parsimony Goodness of Fit Index (PGFI) = 0.50 Normed Fit Index (NFI) = 0.94 Non-Normed Fit Index (NNFI) = 0.94 Parsimony Normed Fit Index (PNFI) = 0.64 Comparative Fit Index (CFI) = 0.96 Incremental Fit Index (IFI) = 0.96 Relative Fit Index (RFI) = 0.91 Critical N (CN) = 142.42

13

Bijlage 10 Normtabellen voor de volledige steekproef en per geslacht

Percentielscores voor de hele steekproef Percentiel 1 5 10 15 20 25 30 35 40 45 50 55 60 65 70 75 80 85 90 85 99

Conflict 11 12 12 13 13 13 13 14 15 16 16 17 18 20 22 24 28 31 35 42 55

Nabijheid 17 24 30 33 34 35 38 39 40 41 42 43 45 46 47 19 50 52 53 54 55

Afhankelijkheid 5 5 6 6 6 7 7 8 8 8 9 9 10 10 11 11 12 13 14 15 19

Totaal 66 76 88 96 99 105 108 110 113 115 118 120 122 123 125 127 129 131 134 137 138

Percentielscores voor meisjes Percentiel 1 5 10 15 20 25 30 35 40 45 50 55 60 65 70 75 80 85 90 85 99

Conflict 11 12 12 12 12 13 13 14 14 15 16 16 18 19 20 22 25 31 33 40 57

Nabijheid 20 26 30 33 34 39 39 41 41 43 44 45 47 47 49 50 52 53 54 55 55


Totaal 66 80 94 98 103 107 110 111 116 118 120 122 123 124 126 129 131 132 137 137 140

14

Bijlage 10 Normtabellen voor de volledige steekproef en per geslacht

Percentielscores voor jongens Percentiel 1 5 10 15 20 25 30 35 40 45 50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 99

Conflict 12 12 13 13 13 13 13 14 15 16 16 18 20 21 23 25 30 34 39 44 54

Nabijheid 15 23 30 33 34 35 36 38 39 40 41 42 43 45 45 46 49 50 51 53 54


Totaal 67 72 87 92 96 101 105 108 110 113 115 118 121 121 123 126 127 129 132 135 138

15

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

Recommend Documents