TV KIJKEN EN DE LEESPRESTATIES. een replicatie van het onderzoek van Kooistra MARTA E. OTTER. taal. ) k..;.il II:: I Al.:1.1

TV KIJKEN EN DE LEESPRESTATIES een replicatie van het onderzoek van Kooistra MARTA E. OTTER

taal

)

k..;.il II:: I Al.:1.1

TV kijken en de leesprestaties: een replicatie van het onderzoek van Kooistra.

Martha E. Ottter Amsterdam: SCO-Kohnstamm Instituut

Cl P-GEGEVENS KONINKLIJKE BIBLIOTHEEK, DEN HAAG Otter, Martha E. TV kijken en de leesprestaties : een replicatie van het onderzoek van Kooistra / Martha E. Otter. Amsterdam : Stichting Centrum voor Onderwijsonderzoek van de Universiteit van Amsterdam : Stichting Kohnstamm Fonds voor Onderwijsresearch [distr.]. - (SCO-rapport ; nr. 398) Met lit.opg. ISBN 90-6813-449-3 Trefw.: televisie kijken ; leesvaardigheid. Alle rechten voorbehouden. Niets uit deze uitgave mag worden verf elvuldigd, opgeslagen in een geautomatiseerd gegevensbestand, of openbaar gemaakt, in enige v rm of op enige wijze, hetzij electronisch, mechanisch, door fotocopieën, opnamen, of op enige manier, zonder voorafgaande schriftelijke toestemming van de uitgever. All rights reserved. No part of this publication may be reproduced, stored in a retrieval transmitted, in any form or by any means, electronic, mechanica!, photocopying, or without the prior written permission of the publisher. Uitgave en verspreiding : Stichting Kohnstamm Fonds voor Onderwijsresearch, SCO Mevrouw W. Sargentini, Grote Bickersstraat 72, 1013 KS Amsterdam tel.: 020-5550357/300

© Stichting Centrum voor Onderwijsonderzoek (SCO)

or

DANKBETUIGING

In ben veel dank verschuldigd aan Rob Schoonen. Zijn vele grote en kleine op- en aanmerkingen hebben mij de nodige steun gegeven. Ook Joop Hox dank ik. Zijn vakmanschap gekoppeld aan zijn grote didactische kwaliteiten hebben ervoor gezorgd dat ik mij de LISREL analyse-techniek in korte tijd eigen heb kunnen maken. Daarbij is Joop meelezer geweest. In deze rij hoort ook Kees de Glopper thuis. In de eerste plaats heeft Kees meegeschreven aan het onderzoeksplan, maar ook Kees heeft meegelezen. Ruben Fukkink is voor delen van het discussiehoofdstuk mijn 'sparingpartner' geweest. Ik denk bijvoorbeeld met veel plezier terug aan onze discussies over het begrip leesattitude. Ten slotte ben ik dank verschuldigd aan Gerrit Saaltink. Hij heeft voor mij alle figuren gemaakt en de lay-out verzorgd.

Amsterdam, mei 1995

INHOUD 1.

INLEIDING

Doel en vraagstellingen van het onderzoek Opzet van het onderzoeksrapport 2.

3.

1

3 4

MODELLEN EN HYPOTHESEN

7

Basismodel al: De invloed van het TV kijken op de leesfrequentie

8

Basismodel a2: De invloed van het TV kijken op de leesprestaties Verklaringsmodellen

10 12

Hypothesen over de invloed van het TV kijken op leesfrequentie en/of leesprestaties

13

METHODE

21

Scholen en leerlingen

21

Onderzoeksontwerp

22

Dataverzameling

23

Instrumentarium

23

Analyses

29

4. KWALITEIT VAN HET INSTRUMENTARIUM

33

Leestoetsen

33

Lees- en kijkfrequentie

35

Vragenlijsten

38

5. MODELTOETSINGEN

45

Structuur van het data-bestand

45

TV kijken en veranderingen in de leesfrequentie

46

TV kijken en veranderingen in de leesprestaties

49

Verklaringsmodellen voor de invloed van het TV kijken op de leesfrequentie 51 Verklaringsmodellen voor de invloed van het TV kijken op de leesprestaties 59 6. SAMENVATTING EN DISCUSSIE Kwaliteit van de vragenlijsten

69

Basis- en verklaringsmodellen

69 73

Onderzoeksresultaten van Koolstra versus onze bevindingen

80

Implicaties van het onderzoek

85

LITERATUUR ERATUUR

87

BIJLAGEN

91

Bijlage 1

Vragenlijst mentale inspanning lezen

92

Bijlage 2

Vragenlijst mentale inspanning TV kijken

93

Bijlage 3

Leesconcentratievragenlijst

94

Bijlage 4

Leesactiviteitenvragenlijst

95

Bijlage 5

Test-hertestbetrouwbaarheid (ULS-schattingsprocedure)

96

Bijlage 6

Soortgenoot-validiteit (ULS-schattingsprocedure)

97

Bijlage 7

Quasi-simplex (ULS-schattingsprocedure)

98

Bijlage 8

Grafische representatie van het basismodel

99

Bijlage 9

Resultaten van Kooistra's leesplezierverminderingshypothese

Bijlage 10

Resultaten van Kooistra's leesconcentratieverminderingshypothese

Bijlage 11

100 101


102

1. INLEIDING

In het verslag dat voor u ligt, wordt een onderzoek beschreven naar de relaties tussen het TV kijken, het buitenschoolse lezen en de leesprestaties. Het onderzoek sluit nauw aan bij twee recente onderzoeken op dit terrein, namelijk dat van Kooistra (1993) en Otter (1995). De relatie tussen het onderhavige onderzoek en de bovengenoemde studies is zo hecht dat een korte samenvatting van de opzet en de resultaten van deze studies hier op zijn plaats is. Kooistra doet verslag van een tweejarig longitudinaal onderzoek naar de effecten van het TV kijken op de leesfrequentie en op de leesprestaties. In het onderzoek waren twee leeftijdsgroepen betrokken. Ten tijde van het eerste onderzoeksjaar zaten de kinderen in respectievelijk groep 4 (N=522) en groep 6 (N=528). Met een tijdsinterval van steeds één jaar zijn driemaal instrumenten afgenomen. In het kader van het onderhavige onderzoek zijn de belangrijkste instrumenten de volgende: een vragenlijst voor de frequentie van het kijkgedrag, een vragenlijst voor de frequentie van het leesgedrag in boeken, een vragenlijst voor het meten van mentale inspanning tijdens TV kijken en lezen, een leesattitudevragenlijst, een leesconcentratievragenlijst en toetsen voor begrijpend lezen. In de studie van Kooistra staan de volgende twee vragen centraal. (1) Oefent de frequentie waarmee kinderen naar de TV kijken in leerjaar X (lees 4, 5, 6 of 7) een negatief effect uit op de leesfrequentie in leerjaar X+1 (lees 5, 6, 7 of 8)?' En zo ja, waardoor wordt dit effect veroorzaakt of gemedieerd? (2) Oefent de frequentie waarmee kinderen naar de TV kijken in jaar X een negatief effect uit op de leespres-

taties in jaar X+1? En zo ja, waardoor wordt dit effect veroorzaakt of gemedieerd? Kooistra (1993) constateert in zijn onderzoek dat het TV kijken in jaar X het lezen van boeken in jaar X+1 belemmert. Het reductie-effect van de televisie is nagenoeg onafhankelijk van leeftijd, geslacht, sociaal milieu en intelligentie van kinderen. Evenmin maakt het volgens Kooistra uit naar welk type programma's er gekeken wordt: zowel het kijken naar amusement, drama, informatieve als kinderprogramma's heeft een negatieve invloed op het lezen van boeken. Het belemmerende effect van het TV kijken op de leesfrequentie een jaar later loopt volgens Kooistra voor een gedeelte via de leesattitude en de leesconcentratie. Met andere woorden, kinderen die veel naar de TV kijken, ontwikkelen een negatie-

Kooistra veronderstelt namelijk dat de frequentie waarmee kinderen naar de televisie kijken in leerjaar X een negatief effect heeft op de leesfrequentie van een jaar later, namelijk X+1.

2

TV kijken en de leesprestaties

ve leesattitude, of een slechte leesconcentratie, wat tot gevolg heeft dat ze minder gaan lezen. Met betrekking tot de effecten van het TV kijken op de leesprestaties komt Kooistra tot soortgelijke conclusies. Ook nu constateert Kooistra dat het TV kijken een negatief effect heeft op de ontwikkeling van de leesprestaties. De negatieve invloed van TV kijken is nagenoeg onafhankelijk van leeftijd, sociaal milieu en intelligentie van kinderen. Echter, uit het onderzoek van Kooistra komt niet eenduidig naar voren volgens welke mechanismen TV kijken die invloed uitoefent. Otter (1995) doet verslag van een vierjarig longitudinaal onderzoek naar de effecten van het buitenschoolse lezen en het TV kijken op de leesvaardigheid. Aan de studie hebben meer dan 900 leerlingen meegewerkt. Bij aanvang van het onderzoek zaten de kinderen in groep 5 en bij afronding in groep 8. De leesprestaties zijn aan het begin en einde van groep 5 en aan het einde van leerjaar 6, 7 en 8 gemeten. Het buitenschoolse lezen en het TV kijken is in leerjaar 5, 6, 7 en 8 gemeten met behulp van dagboeken gedurende respectievelijk acht, twaalf, zes en tien weken. De vraag die bij Otter centraal staat, luidt: Wat is de relatie tussen het TV kijken, het buitenschools lezen en de leesprestaties in respectievelijk leerjaar 5, 6, 7 en 8? In tegenstelling tot Kooistra (1993) heeft Otter (1993, 1995) de relaties tussen de variabelen binnen leerjaren onderzocht. Otter (1995) constateert dat het TV kijken het leesgedrag niet belemmert. Zij stelt verder vast dat het leesgedrag in leerjaar 5, 6, 7 en 8 géén effect heeft op de leesvaardigheidsontwikkeling. Anders geformuleerd: zowel de veel als de weinig lezende leerlingen behalen slechte of goede leesprestaties. Tussen de studies van Koolstra (1993) en Otter (1995) bestaan naast overduidelijke overeenkomsten, diverse interessante verschillen. Er bestaan verschillen in de getoetste modellen (uitgestelde versus directe effecten), het gebruikte instrumentarium (m.n. vragenlijsten versus dagboeken), de gemeten variabelen (wel of niet meten van variabelen die effecten mediëren) en verschillen in de conclusies. Wat dit laatste betreft, valt op dat Koolstra zogenaamde verdringingseffecten vaststelt, terwijl er bij Otter (1995) geen sprake is van negatieve effecten van het TV kijken op de leesfrequentie. Opvallend is ook dat Koolstra in een gedeelte van zijn gegevens wel een effect van de leesfrequentie op de leesvaardigheid constateert, terwijl Otters hoofdconclusie luidt dat de leesfrequentie géén invloed op de leesvaardigheid uitoefent. De opzet van Otters vierjarig longitudinale onderzoek laat door (a) nadere analyses van de beschikbare onderzoeksgegevens en door (b) uitbreiding van het instrumentarium met enkele instrumenten uit de studie van Koolstra een nadere

Inleiding

3

vergelijking toe van de uitkomsten van de twee studies. In het onderhavige onderzoeksrapport wordt hiervan verslag gedaan.

Doel en vraagstellingen van het onderzoek Het onderzoek is opgezet als een replicatie van Kooistra's onderzoek naar de relatie tussen het TV kijken, het buitenschoolse lezen en de leesvaardigheid. In het onderzoek wordt speciale aandacht besteed aan de kwaliteit van een aantal vragenlijsten die in het onderzoek van Kooistra (1993) zijn afgenomen. Hieronder wordt eerst kort op het replicatie-onderzoek ingegaan, vervolgens op het onderzoek naar de kwaliteit van de vragenlijsten. Koolstra (1993) heeft de relatie tussen het TV kijken, het buitenschoolse lezen en de leesprestaties onderzocht middels het toetsen van een aantal modellen. Koolstra onderscheidt twee modellen: basismodellen en verklaringsmodellen 2 . Door de basismodellen te toetsen kan inzicht worden verworven of het TV kijken op termijn de leesfrequentie en de leesprestaties negatief beïnvloed. Door de verklaringsmodellen te toetsen kan inzicht worden verkregen via welke mechanismen het TV kijken de leesfrequentie of de leesprestatie in de weg zit. In het onderhavige onderzoek worden de basis- en verklaringsmodellen van Kooistra (opnieuw) getoetst. Het databestand waarop dit gebeurt is echter dat van Otter (1995). Een belangrijk verschil tussen het databestand van Kooistra en Otter is dat Otter de kijken leesfrequentie heeft gemeten middels dagboeken in plaats van vragenlijsten. Om de verklarende modellen te kunnen toetsen is het vierjarige longitudinale databestand van Otter (1995) uitgebreid met vier instrumenten uit de studie van Koolstra: een vragenlijst voor het meten van de mentale inspanning tijdens TV kijken en lezen, de leesattitude en de leesconcentratie. Onderzoek naar de kwaliteit van deze vragenlijsten is het tweede doel van het onderhavig onderzoek. De kwaliteit van de vragenlijsten wordt in de eerste plaats nagegaan door de homogeniteit van de vragenlijsten te onderzoeken. Verder wordt de kwaliteit nagegaan door de test-hertestbetrouwbaarheid te bepalen. Daartoe zijn de vragenlijsten binnen een tijdsbestek van vier weken tweemaal afgenomen. Tevens zal van een tweetal instrumenten de soortgenoot-validiteit worden onderzocht. Het betreft de

2

De verklaringsmodellen zijn representaties van hypothesen over de invloed van TV kijken op het lezen. In Hoofdstuk 2 worden deze hypothesen uitgebreid besproken.

4


vragenlijsten voor het meten van mentale inspanning tijdens het lezen en de leesattitude. Het onderzoek naar de soortgenoot-validiteit van genoemde vragenlijsten heeft ertoe geleid dat het onderzoeksinstrumentarium is uitgebreid met een (reeds bestaande) vragenlijst voor het meten van leesactiviteiten en een (reeds bestaande) vragenlijst voor het meten van de leesattitude. De onderzoeksvragen die in de onderhavige studie worden beantwoord, zijn hieronder samengevat: 1.

Wat is de interne consistentie en de test-hertestbetrouwbaarheid van de vragenlijsten voor het meten van mentale inspanning tijdens TV kijken en lezen, de leesattitude en de leesconcentratie?

2.

Wat is de soortgenoot-validiteit van de leesattitudevragenlijst? Wat is de soortgenoot-validiteit van de vragenlijst mentale inspanning tijdens het lezen?

3.

Heeft de frequentie waarmee kinderen naar de TV kijken in leerjaar 5, 6 en 7 een negatief effect op de frequentie waarmee zij boeken lezen in respectievelijk leerjaar 6, 7 en 8? Zo ja, wordt dit effect in groep 8 gemedieerd door de mentale inspanning tijdens het lezen, de leesattitude of de leesconcentratie?

4.

Heeft de frequentie waarmee kinderen naar de TV kijken in leerjaar 5, 6 en 7 een negatief effect op de leesprestaties in respectievelijk leerjaar 6, 7 en 8? Zo ja, wordt dit effect in groep 8 gemedieerd door de leesfrequentie, de mentale inspanning tijdens het lezen, de leesattitude of de leesconcentratie?

Opzet van het onderzoeksrapport In hoofdstuk 2 van dit rapport worden de basis- en verklaringsmodellen van Koolstra (1993) gepresenteerd en besproken. Vervolgens worden de hypothesen uiteengezet waarop de verklaringsmodellen gebaseerd zijn. In hoofdstuk 3 wordt de steekproef van scholen en leerlingen van het onderhavige onderzoek beschreven, de onderzoeksopzet en het instrumentarium. In dit hoofdstuk worden ook de analyseprocedures uiteengezet. In hoofdstuk 4 komt de kwaliteit van het instrumentarium aan bod (onderzoeksvraag 1 en 2). Van de leestoetsen, de dagboekmetingen en de vragenlijsten worden enkele beschrijvende gegevens gerapporteerd alsmede schattingen betreffende de

Inleiding

5

interne consistentie. In dit hoofdstuk wordt tevens van elke vragenlijst de testhertestbetrouwbaarheid gepresenteerd. Ten slotte worden gegevens vermeld van de soortgenoot-validiteit van de vragenlijsten voor het meten van mentale inspanning tijdens het lezen en de leesattitude. In hoofdstuk 5 worden de resultaten gepresenteerd van de modeltoetsingen (onderzoeksvraag 3 en 4). Allereerst de resultaten van de basismodellen voor de invloed van het TV kijken op de leesfrequentie en op de leesprestaties. Vervolgens komen de verklaringsmodellen aan de orde. In hoofdstuk 6 wordt het onderhavige onderzoek samengevat en besproken. In de discussie zal worden ingegaan op de mogelijke oorzaken die de verschillen in uitkomsten tussen Koolstra (1993) en het onderhavige onderzoek verklaren.

2. MODELLEN EN HYPOTHESEN

Op basis van een literatuuronderzoek komt Kooistra (1993) tot de conclusie dat het merendeel van het onderzoek naar de relaties tussen TV kijken en lezen correlationeel van aard is. Dit betekent dat men op grond van de onderzoeksresultaten uitsluitend uitspraken kan doen over de relatie tussen TV kijken en lezen. Oorzakelijke of causale uitspraken zijn op grond van correlationeel onderzoek niet mogelijk. Daarbij komt Kooistra (1993) tot de conclusie dat het overgrote deel van het door hem geanalyseerde leesen kijkonderzoek a-theoretisch van aard is, waardoor nimmer duidelijk wordt welke onderliggende mechanismen verantwoordelijk zijn voor eventuele verbanden. Kooistra (1993, p. 128) verwoordt het aldus: "Bijna al het eerdere onderzoek naar de invloed van televisie kijken op de leesfrequentie en leesvaardigheid gaat mank aan gebrek aan theorie. Meestal is alleen feitelijk nagegaan of televisie kijken de leesfrequentie of leesvaardigheid in de weg zit, zonder dat duidelijk wordt welke mechanismen hieraan ten grondslag liggen." Om met de traditie van correlationeel onderzoek te breken, heeft Kooistra een tweetal basismodellen getoetst die inzicht geven in de causale invloed van het TV kijken op de leesfrequentie of op de leesprestatie 3 . Het zijn modellen die per jaar een onafhankelijke variabele bevatten (TV kijken) en één afhankelijke variabele (lecsfrequentie of leesprestaties; respectievelijk basismodel al en a2). Om met de traditie van a-theoretisch onderzoek te breken, toetst Kooistra een aantal in de literatuur voorkomende hypothesen over de invloed van het TV kijken op de leesfrequentie of op de leesprestatie. Het betreft de passiviteitshypothese, de leesplezierverrninderingshypothese, de leesconcentratieverminderingshypothese en de verdringingshypothese. De eerste drie hypothesen hebben zowel betrekking op de invloed van het TV kijken op het leesgedrag als op de leesprestaties. Een voorbeeld van een hypothese die zowel verklaart waarom het TV kijken een negatieve invloed heeft op het leesgedrag als op de leesprestaties is de passivi-

3 Cook & Campbell (1979) stellen dat men pas mag spreken van causaliteit indien (I) de oorzaak covarieert met het effect; (2) de oorzaak aan het gevolg is vooraf gegaan; (3) de oorzaak actief is gemanipuleerd. Met name de laatste voorwaarde is volgens Cook & Campbell van belang omdat daardoor theoretische en schijnbaar oorzakelijke verbanden in de natuur 'ontmaskerd' worden. In sociaal wetenschappelijk onderzoek is het op ethische en/of praktische gronden veelal zeer moeilijk om variabelen te manipuleren. In grootschalig longitudinaal onderzoek, zoals dat van Kooistra (1993) of Otter (1995), is manipulatie op praktische gronden onmogelijk. Het gevolg daarvan is dat beide onderzoeken correlationeel van aard zijn en men met causale uitspraken de grootst mogelijke voorzichtigheid moet betrachten.

8


teitshypothese: "Volgens de passiviteitshypothese maakt de televisie kinderen 'geestelijk lui'. Verondersteld wordt dat informatieverwerking via de televisie weinig mentale inspanning kost. Deze geringe mentale inspanning wordt veralgemeend naar het lezen. Omdat lezen meer inspanning vereist dan televisie kijken, gaan kinderen minder lezen en worden zij in de ontwikkeling van de leesvaardigheid geremd (Postman, 1982, 1983)." (Kooistra (1993, p.128). Voor elke afzonderlijke hypothese over de invloed van het TV kijken op de leesfrequentie of op de leesprestaties heeft Kooistra één verklaringsmodel opgesteld en getoetst. Alle verklaringsmodellen zijn opgebouwd uit het basismodel (al of a2) waaraan (afhankelijk van de te toetsen hypothese) steeds één verklarende variabele (op dezelfde wijze) is toegevoegd. Hieronder worden eerst de basismodellen van Kooistra besproken. Eerst wordt het basismodel gepresenteerd voor de invloed van het TV kijken op de leesfrequentie, vervolgens het basismodel voor de invloed van het TV kijken op de leesprestaties. Daarna komen de verklaringsmodellen aan de orde. Omdat de verklaringsmodellen voor de invloed van het TV kijken op de leesfrequentie of op de leesprestaties qua vorm identiek aan elkaar zijn, uitsluitend het basismodel wisselt, bespre-

ken we alleen de eerst genoemde. De verklaringsmodellen zijn representaties van hypothesen over de invloed het TV kijken op de leesfrequentie en/of de leesprestaties. Daarom komen ten slotte deze hypothesen aan de orde. Van elke hypothese zal een conceptuele analyse worden gepresenteerd en besproken. Deze conceptuele analyses zijn uit het werk van Kooistra overgenomen (zie Kooistra, 1993, p. 25-40). De hypothesen die zowel betrekking hebben op de invloed van het TV kijken op de leesfrequentie als op de leesprestaties, worden slechts éénmaal uiteengezet.

Basismodel al: De invloed van het TV kijken op de leesfrequentie De invloed van het TV kijken op de leesfrequentie is door Kooistra onderzocht middels het basismodel zoals afgebeeld in Figuur 2.1.a. Volgens dit model heeft de frequentie waarmee kinderen naar de TV kijken effect op de leesfrequentie van kinderen. Kooistra gaat uit van een negatieve effecten. Het negatieve effect van het TV kijken op het leesgedrag komt naar voren indien er negatieve longitudinale relaties worden gevonden tussen het TV kijken in jaar 1 en het lezen van boeken in jaar 2 (relatie E) en/of tussen het TV kijken in jaar 2 en het lezen van boeken in jaar 3 (relatie F). Het model staat ook indirecte effecten toe. Deze lopen via TV kijken

Modellen en hypothesen

9

en lezen beide gemeten in jaar 2. In dat geval loopt de invloed van het TV kijken via de relaties B en F of E en D.

Figuur 2.1.a: Kooistra's model voor de invloed van het TV kijken op de leesfrequentie

Kooistra (1993, p. 42) stelt dat, in tegenstelling tot cross-sectioneel onderzoek (binnen leerjaren), het niet van belang is of de initiële relatie tussen het TV kijken en het lezen van boeken (relatie A) positief of negatief is: "This initial relation is only included in the model so that it will be taken into account when consecutive longitudinal relations are investigated." Kanttekeningen Hoewel Kooistra wil breken met de traditie van a-theoretisch onderzoek, maakt hij niet duidelijk waarom het basismodel uitgaat van uitgestelde negatieve effecten van het TV kijken op het leesgedrag. Meer expliciet gezegd: Kooistra verantwoordt nergens waarom het aannemelijk is dat de kijkfrequentie pas een jaar later een negatief effect heeft op de leesfrequentie. Dit laatste is des te opmerkelijker omdat het basismodel hierdoor niet naadloos aansluit op de verdringingshypothese. Deze hypothese veronderstelt dat " (...) television viewing simply absorbs time which would otherwise be spent on other leisure time activities, including reading (...)'. (Kooistra, 1993, p. 30). De verdringingshypothese lijkt directe effecten te veronder-

10


stellen van de kijkfrequentie op de leesfrequentie. Andere uitgedrukt: de frequentie waarmee kinderen naar de TV kijken in jaar X belemmert de leesfrequentie in hetzelfde jaar (zie Figuur 2.1.b).

Figuur 2.1.b: Alternatief model voor de invloed van het TV kijken op de leesfrequentie

Basismodel a2: De invloed van het TV kijken op de leesprestaties De invloed van het TV kijken op de leesprestaties wordt door Koolstra onderzocht door een model te toetsen als afgebeeld in Figuur 2.2.a. Volgens dit model heeft de frequentie waarmee kinderen naar de TV kijken effect op de ontwikkeling van de leesprestaties. Ook dit model gaat van negatieve effecten. Het negatieve effect van het TV kijken op de leesprestaties komt naar voren indien er negatieve longitudinale relaties worden gevonden tussen het TV kijken in jaar 1 en de leesprestaties in jaar 2 (relatie E) en/of tussen het TV kijken in jaar 2 en het lezen van boeken in jaar 3 (relatie F). Ook dit model staat indirecte effecten toe van het TV kijken in jaar 1 op de leesprestaties in jaar 3. De indirecte effecten lopen via het TV kijken en de leesprestaties gemeten in jaar 2. In dat geval loopt de invloed van het TV kijken via de relaties B en F of E en D.


11

Figuur 2.2.a: Kooistra's model voor de invloed van het TV kijken op de leesprestaties

Figuur 2.2.b: Alternatief model voor de invloed van het TV kijken op de leesprestaties

Kanttekeningen De kanttekeningen bij het model voor de invloed van het TV kijken op de leesprestaties zijn analoog aan het model voor de invloed van het TV kijken op de leesfre-


12

quentie.Ook nu maakt Kooistra niet duidelijk waarom hij een model met uitgestelde effecten postuleert in plaats van een model dat binnen leerjaren een negatief effect veronderstelt (zie Figuur 2.2.b). Het model met uitgestelde effecten van het TV kijken op de leesprestaties is wel aannemelijker dan met betrekking tot de leesfrequentie omdat wat vaker kijken niet direct zal leiden tot achterstand in de leesprestaties, maar misschien wel op langere termijn. Verklaringsmodellen De verklaringsmodellen voor de invloed van het TV kijken op de leesfrequentie of op de leesprestaties zijn de oorspronkelijke basismodellen (zie Figuur 2.1.a of Figuur 2.2.a) waaraan één mediërende variabele is toegevoegd, namelijk een variabele die de relatie tussen het TV kijken en het lezen van boeken of de leesprestaties verklaart. In Figuur 2.3 is een voorbeeld gegeven van een verklaringsmodel voor de invloed van het TV kijken op de leesfrequentie. Indien de lezer in Figuur 2.3 'leesfrequentie' vervangt door 'leesprestaties' ontstaat het verklaringsmodel voor het TV kijken op de leesprestaties. Om onnodige herhalingen te voorkomen bespreken we uitsluitend de verklaringsmodellen voor de invloed van het TV kijken op de leesfrequentie. Om redenen van spaarzaamheid toetst Koolstra voor elke hypothese één verklaringsmodel. Alle verklaringsmodellen voor de invloed van het TV kijken op de leesfrequentie zijn qua vorm gelijk aan elkaar (zie Figuur 2.3) doordat, afhankelijk van de te toetsen hypothese, uitsluitend de mediërende variabele wisselt. Het verklaringsmodel neemt aan dat het TV kijken in jaar 1 en 2 een negatieve invloed heeft op de mediërende variabele in respectievelijk jaar 2 en 3 (relaties B en C). De mediërende variabele op haar beurt heeft een direct negatief effect op de frequentie waarmee kinderen in boeken lezen (relaties D en E). Er zijn in totaal drie mediërende variabelen, te weten: mentale inspanning tijdens het lezen (passiviteitshypothese), leesattitude (leesplezierverminderingshypothese) en leesconcentratie (leesconcentratieverminderingshypothese). Afhankelijk van de hypothese die Kooistra beschouwt, wordt dus aangenomen dat " (...) in a one-year period television viewing leads to a lower level of invested meetal effort, to a more negative attitude toward reading, or to a reduction in reading concentration. Each of these unfavorable changes in the intervening variable are expected to have direct consequences for the frequency with which children read books at home." (Kooistra, 1993, p. 45).


Figuur 2.3:

13

Verklaringsmodel voor de invloed van het TV kijken op de leesfrequentie

Kanttekeningen

Elk verklaringsmodel dat Kooistra toetst, is in feite een representatie van een hypothese over de invloed van het TV kijken op het leesgedrag. Het door Kooistra gekozen model wekt de indruk dat in de hypothesen de aanname besloten ligt van een uitgesteld of indirect effect van het TV kijken op de verklarende variabele. Dit is echter in geen enkele hypothese het geval (zie pagina 10 t/m 14). In de tweede plaats maakt Kooistra niet duidelijk waarom hij van de mediërende variabelen wel directe effecten veronderstelt.

Hypothesen over de invloed van het TV kijken op leesfrequentie en/of leesprestaties Kooistra heeft aantal in de literatuur voorkomende hypothesen over de invloed van het TV kijken op het leesgedrag of op de leesprestaties aan een conceptuele analyse onderworpen. Deze conceptuele analyses maken volgens Kooistra inzichtelijk welke mechanismen verantwoordelijk zijn voor de effecten van het TV kijken op het

14


leesgedrag of op de leesprestaties. Hieronder worden de conceptuele analyses besproken van de passiviteitshypothese, de leesplezierverminderingshypothese en de leesconcentratieverminderingshypothese. De genoemde hypothesen hebben zowel betrekking hebben op de invloed van het TV kijken op de leesfrequentie als op de leesprestaties. Daarom worden zij hieronder slechts éénmaal besproken. Ten slotte wordt de conceptuele analyse van de verdringingshypothese weergegeven. Deze hypothese heeft uitsluitend betrekking op de invloed van het TV kijken op de leesprestaties.

Passiviteitshypothese Kooistra's conceptuele analyse van de hypothese wordt in Figuur 2.4.a weergegeven.

TV kijken ----> vereist een laag niveau van mentale inspanning tijdens het kijken ----> laag niveau van inspanning in andere domeinen, waaronder lezen ----> minder lezen

Figuur 2.4.a: Kooistra's conceptuele analyse van de passiviteitshypothese

De passiviteitshypothese kent volgens Koolstra (1993) een drietal aannamen: " (...) the hypothesis assumes that (A) television information is processed with little mental effort; (B) in consequence, children tend to invest a similarly small amount of mental effort in other information-processing tasks, including reading, and (C) because reading demands a relatively high level of effort, children are likely to avoid it." (p. 33). De passiviteitshypothese wordt uiteindelijk getoetst middels een model zoals afgebeeld in Figuur 2.4.b.


15

TV kijken ----> laag niveau van mentale inspanning tijdens het lezen ----> minder lezen

Figuur 2.4.b: Getoetste aannamen van de passiviteitshypothese

Uit Figuur 2.4.b wordt duidelijk dat Kooistra de eerste schakel van de causale keten zoals afgebeeld in Figuur 2.4.a niet toetst en de tweede schakel gedeeltelijk. Dit betekent dat de aanspraak op 'toetsing' van de passiviteitshypothese zeer discutabel is. Zo wordt in het model niet getoetst of het TV kijken resulteert in een laag niveau van mentale inspanning tijdens het kijken. Ook wordt niet getoetst of het veronderstelde lage niveau tijdens het kijken veroorzaakt dat kinderen geen mentale inspanning leveren op andere gebieden (bijvoorbeeld rekenen). Omdat deze aannamen niet getoetst worden, voldoet het model aan geen enkele voorwaarde meer die Cook en Campbell (1979) nodig achten voor het doen van causale uitspraken. Hierdoor is het heel wel denkbaar dat de eventueel mentale luiheid tijdens het lezen een resultante is van andere, niet gemeten variabelen. Het bovengenoemde wordt des te opmerkelijker omdat Kooistra de hypothese in een uitgebreidere vorm wel had kunnen toetsen. Naast een vragenlijst over de mentale inspanning tijdens het lezen (zie Bijlage 1), maakte ook een vragenlijst over de mentale inspanning tijdens TV kijken deel uit van het onderzoeksinstrumentarium van Kooistra (zie Bijlage 2: TV kijken mentale inspanningsvragenlijst). De mentaleinspanningsvragenlijsten boeken en TV kijken zijn nagenoeg identiek aan elkaar, behalve dat het medium wisselt (vergelijk Bijlage 1 met Bijlage 2). Ten slotte willen we nog een kanttekening plaatsen bij de houdbaarheid van de hypothese. Deze hypothese komt ons niet aannemelijk voor omdat er allerlei aanwijzingen zijn dat de geestelijke luiheid sinds de invoering van de televisie zich helemaal niet meester heeft gemaakt van de Nederlandse jeugd. Als we bijvoorbeeld het opleidingsniveau van de huidige televisiegeneratie vergelijken met generaties van kinderen van voor de intrede van de TV, dan blijkt dat het percentage jongeren dat tegenwoordig hoger onderwijs volgt vele malen groter is dan in het begin van de jaren vijftig. Kinderen zijn dus onder invloed van de televisie niet zo passief

16


geworden als de hypothese veronderstelt. Dat kinderen minder lezen dan vroeger hoeft niet veroorzaakt te zijn doordat zij onder invloed van de televisie mentaal lui zijn geworden. Hier zijn vele andere plausibele verklaringen voor aan te dragen. De leesplezierverminderingshypothese

Volgens de leesplezierverrninderingshypothese - door Beentjes en Van der Voort (1988; 1989) de anti-school hypothese genoemd - gaan kinderen, omdat zij TV kijken in het algemeen als een plezierige bezigheid beschouwen, verwachten dat de school amusant zal zijn. Omdat dit, volgens de leesplezierverminderingshypothese, zelden het geval is, verliezen kinderen hun enthousiasme voor school en aan school gerelateerde activiteiten, zoals lezen, met als gevolg dat de leesbereidheid afneemt (Postman, 1983). De leesplezierverminderingshypothese is door Kooistra conceptueel geanalyseerd zoals weergegeven in Figuur 2.5.a. In deze analyses komen vier aannamen voor: (A) aangename ervaringen met de televisie zullen bij kinderen verwachtingen wekken dat het schoolleven net zo amusant zal zijn als TV kijken, (B) omdat school zelden plezierig is, zullen deze verwachtingen worden gefrustreerd, met als resultaat (C) dat kinderen minder enthousiast zijn voor school en aan school gerelateerde activiteiten zoals lezen, hetgeen er toe zal leiden (D) dat kinderen thuis minder boeken lezen.

TV kijken is plezierig ----> verwachting dat school ook 'plezierig' zal zijn ---> verwachtingen worden gefrustreerd ----> afnemend enthousiasme voor school en aan school gerelateerde activiteiten zoals bijvoorbeeld lezen ----> minder lezen

Figuur 2.5.a: Kooistra's conceptuele analyses van de leespleziervenninderingshypothese

Kooistra toetst echter een zeer beperkt aantal aannamen van de leesplezierverminderingshypothese (zie Figuur 2.5.b).


17

TV kijken ----> afnemend enthousiasme voor lezen ----> minder lezen

Figuur 2.5.b: Getoetste aannamen van de leesplezierverminderingshypothese

Ook hier moet worden opgemerkt dat Kooistra een flink aantal aannamen van de leesplezierverminderingshypothese niet in het model heeft opgenomen waardoor dezelfde kritische opmerkingen gelden als bij de passiviteitshypothese. Ten slotte plaatsen we ook hier een opmerkingen over de houdbaarheid van de hypothese zelf. Wij achten de hypothese niet aannemelijk. Dit kan het beste geïllustreerd worden indien de lezer in Figuur 2.5.a op de plaats van TV kijken een ander woord invult dat staat voor iets wat kinderen in het algemeen als plezierig ervaren, bijvoorbeeld voorgelezen worden, laat naar bed gaan en snoepen. Alle genoemde bezigheden zullen er volgens de hypothese toe leiden dat kinderen de verwachting zullen hebben dat school leuk, prettig of lekker is. Omdat deze verwachtingen zullen worden gefrustreerd, gaan de kinderen minder lezen. Met andere woorden, indien we willen voorkomen dat kinderen minder gaan lezen, moeten wij ze alle (overige) plezierige dingen in het leven ontnemen. Het afnemend enthousiasme voor school en aan school gerelateerde activiteiten, zoals lezen, is geoperationaliseerd met behulp van de leesattitudevragenlijst 2 (LAS 2; Bisschop, Aarnoutse & Feenstra, 1985). Dit laatste is opmerkelijk te noemen omdat in het algemeen wordt aangenomen dat indien we iemands leesattitude kennen we ook iets weten over het leesgedrag. Van kinderen met een goede leesattitude wordt verondersteld dat ze ook veel lezen. Deze schakel in het causale model zal ons dus (onbedoeld) inzicht geven in de soortgenoot-validiteit van de leesattitudevragenlijst. De leesconcentratieverminderingshypothese

De leesconcentratieverminderingshypothese steunt op de aanname dat de snel wisselende beelden van de televisie weinig tijd voor nadenken laten en daardoor wordt het concentratievermogen van de kinderen aangetast. Kinderen hebben daardoor meer moeite hun aandacht bij het lezen te houden met als resultaat dat zij minder lezen (Winn, 1985).

18


De leesconcentratieverminderingshypothese wordt door Kooistra conceptueel geanalyseerd zoals in Figuur 2.6.a. De conceptuele analyse kent een viertal aannamen. (A) TV kijken geeft kinderen weinig tijd om de informatie te verwerken of om op de informatie te reflecteren (omdat de beelden snel en in een geforceerd tempo worden aangeboden), waardoor (B) de kinderen problemen zullen ervaren om zich te kunnen concentreren, wat tot gevolg heeft dat (C) zij minder in staat zijn om een lange tijd achter elkaar te lezen, hetgeen leidt tot (D) minder lezen.

TV kijken ----> minder tijd voor reflectie en informatieverwerking ----> afnemend vermogen om zich te kunnen concentreren ----> afnemend vermogen om gedurende langere tijd te lezen ----> minder lezen

Figuur 2.6.a: Kooistra's conceptuele analyse van de leesconcentratieverminderingshypothese

Kooistra toetst echter slechts een deel van de aannamen in de leesverminderingshypothese (zie Figuur 2.6.b).

TV kijken ----> afnemend vermogen om gedurende langere tijd te lezen ----> minder lezen Figuur 2.6.b: Getoetste aannamen van de leesconcentratieverminderingshypothese

Uit Figuur 2.6.b komt naar voren dat Koolstra een groot aantal aannamen van de leesconcentratieverminderingshypothese niet toetst waardoor de dezelfde kanttekeningen gelden als bij de passiviteits- en leesplezierverminderingshypothese.


19

Verder merken we op dat ook deze hypothese ons niet aannemelijk voorkomt. Men zou namelijk ook kunnen veronderstellen dat juist omdat TV kijken weinig tijd geeft om informatie te verwerken, kinderen juist leren om zich heel goed te concentreren. Doen ze dat namelijk niet dan kunnen zij de programma's niet volgen! Het 'afnemende vermogen om gedurende langere tijd te lezen' is geoperationaliseerd met behulp van een vragenlijst die in Bijlage 3 wordt weergegeven. Verdringingshypothese In de verdringingshypothese wordt gesteld dat TV kijken tijd in beslag neemt die, als er geen televisie was geweest, aan bijvoorbeeld lezen zou zijn besteed. Omdat kinderen onder invloed van de televisie thuis minder boeken gaan lezen, wordt de ontwikkeling van de leesvaardigheid vertraagd. De conceptuele analyse van Kooistra is in Figuur 2.7.a weergegeven.

TV kijken ----> geringere tijdsinvestering in andere activiteiten in de vrije tijd (waaronder lezen) ----> afname in de leesprestaties

Figuur 2.7.a: Kooistra's conceptuele analyse van de verdringingshypothese

De verdringingshypothese heeft een tweetal aannamen: (A) in de tijd dat kinderen televisie kijken, kunnen zij niet lezen (of bezig zijn met andere activiteiten), (B) doordat ze in hun vrije tijd thuis minder lezen zal dit een negatieve uitwerking hebben op hun leesprestaties. Kooistra toetst echter de hypothese zoals afgebeeld in Figuur 2.7.b

TV kijken ---> geringere tijdsinvestering in lezen ---> afname in de leesprestaties

Figuur 2.7.b: Getoetste aannamen van de verdringingshypothese

20


In de eerste plaats merken wij op dat in de verdringingshypothese de aanname besloten ligt dat lezen in de vrije tijd de leesprestaties bevordert. Alhoewel deze aanname zeer breed gedragen wordt, krijgt zij in het vierjarig longitudinale onderzoek van Otter (1995) géén steun. Opmerkelijk is dat Kooistra met betrekking tot deze hypothese wel ingaat op de beperkingen van zijn onderzoek. Zo zegt Kooistra dat hij de tijdsbesteding aan andere activiteiten die kinderen ondernemen, zoals bijvoorbeeld buiten spelen, niet heeft gemeten waardoor hij naar zijn zeggen een gesimplificeerde vorm van de verdringingshypothese toetst. Kooistra (1993, p. 38) verwoordt het aldus: "However, we will examine whether a possible reductive effect of television viewing or, children's leisure time reading leads to a decline in reading performance (simplified form of the displacement hypothesis)." Bovengenoemde beperking geldt natuurlijk ook voor de passiviteitshypothese en de leesplezierverminderingshypothese. In het verklaringsmodel voor de passiviteitshypothese wordt namelijk niet nagegaan of het veronderstelde lage niveau van mentale inspanning ook optreedt in andere domeinen dan lezen. In het verklaringsmodel voor de leesplezierverminderingshypothese wordt niet nagegaan of kinderen minder enthousiast zijn voor andere aan school gerelateerde activiteiten, zoals bijvoorbeeld rekenen, tekenen of sport.

3. METHODE

Dit onderzoek is een uitbreiding is van het onderzoek van Otter (1993, 1995). Daarom worden hieronder de steekproef van scholen en leerlingen, het onderzoeksontwerp, de dataverzameling en het instrumentarium beknopt besproken. Uitvoerig zal worden ingegaan op de vragenlijsten die aan het databestand van Otter (1995) zijn toegevoegd. Het betreft de vragenlijsten voor het meten van mentale inspanning tijdens TV kijken en lezen, leesattitude en leesconcentratie. Het hoofdstuk zal worden afgesloten met een paragraaf waarin de analyses worden besproken.

Scholen en leerlingen Bij aanvang van het longitudinale onderzoek in september 1990 waren de responden-

ten 9-jarige leerlingen in het basisonderwijs (groep 5). Voor de steekproefopzet is Nederland in tien regio's ingedeeld. Een paar moeilijk bereikbare gebieden - met name Zuid-Limburg, Zeeuws-Vlaanderen en de Waddeneilanden - zijn vanwege hun ligging niet bij een van de regio's ingedeeld. Vervolgens zijn per regio aselect twintig scholen getrokken. Van deze twintig scholen zijn er steeds vier benaderd voor deelname aan het project. De benadering van de scholen was niet aselect, omdat de proefleider van een regio de scholen die het dichtst bij hem of haar in de buurt lagen als eerste benaderd heeft voor deelname. In het schooljaar 1990/1991 deden per regio vier scholen mee, met in totaal 42 leerkrachten en 973 leerlingen. Om verschillende redenen hebben vier scholen bij aanvang van het schooljaar 1991/1992 zich uit het project teruggetrokken, redenen als de komst van nieuwe onervaren leerkrachten en schoolfusies. Door het ontbreken van financiële middelen aan het einde het tweede onderzoeksjaar was het niet duidelijk of het project voortgezet zou kunnen worden in groep 7 en 8 (schooljaar 1992/1993 en 1993/1994). Toen in januari 1993 voortzetting van het project werd gewaarborgd, bleek dat een zestal scholen verplichtingen waren aangegaan in andere onderzoeksprojecten. Om de school niet verder te belasten, zagen zij af van verdere deelname aan het onderhavige (arbeidsintensieve) project. In Tabel 1 wordt een overzicht gegeven van de deelnemende scholen, klassen en leerlingen in de vier onderzoeksjaren.

22


Onderzoeksontwerp In leerjaar 5 zijn in oktober 1990 en mei 1991 leestoetsen afgenomen (zie Schema 1: Ti en T2). In leerjaar 6, 7 en 8 zijn leestoetsen in juni afgenomen (T3, T4 en T5). Gedurende het vierjarige longitudinale onderzoek hebben de leerlingen hun leesgedrag (boeken/strips) en hun 'kijk'-gedrag (televisie/video) in dagboeken bijgehouden (zie Tabel 2: DO1 t/m D36). In leerjaar 5 gedurende acht weken (D01 - D08), in leerjaar 6, 7 en 8 gedurende respectievelijk twaalf (D9 - D20), zes (D21- D26) en tien weken (D27 - D36). Aan het einde van leerjaar 8 zijn op twee momenten vragenlijsten afgenomen (V1 en V2). Tussen beide meetmomenten lag minimaal een periode van drie en maximaal een periode van vier weken. Op beide meetmomenten zijn vragenlijsten afgenomen voor het meten van mentale inspanning tijdens TV kijken en lezen, leesattitude en leesconcentratie (zie Tabel 2). Tabel 1:

Overzicht van aantallen scholen en leerlingen

Schooljaar

Leerjaar

Scholen

Klassen

Leerlingen

1990/1991

5

40

42

973

1991/1992

6

36

41

958

1992/1993

7

30

34

807

1993/1994

8

30

30

779

Tabel 2:

Afname leestoetsen (T1 t/m T5), metingen van het leesen kijkgedrag (D01 t/m D36), vragenlijstafnames (V1 en V2)

Onderzoeksjaar

groep

okt.-nov.

jan.-febr.-

mei-juni

maart-juni

1990-1991

5

T1 DO1 - D03

D04 - D08

T2

1991-1992

6

D09 - D12

D13 - D20

T3

1992-1993

7

D21 - D26

T4

1993-1994

8

D31 - D36

T5 V1 V2

D27 - D30

Methode

23

Uit Tabel 2 komt naar voren dat in leerjaar 7 gedurende slechts zes weken het leesen kijkgedrag met behulp van dagboeken is gemeten. Bovendien komt naar voren dat de dagboekmetingen uitsluitend in de tweede helft van het leerjaar zijn verricht. De reden hiervoor is dat pas in februari 1993 financiële middelen voorhanden waren om het project voort te kunnen zetten.

Dataverzameling Proefleiders waren verantwoordelijk voor de uitvoering van het onderzoek. De proefleiders waren allen afkomstig uit het onderwijs en waren zeer ervaren in het afnemen van toetsen en vragenlijsten. Aan het begin van elk onderzoeksjaar hebben de proefleiders persoonlijk contact gezocht met de leerkrachten. In dit contact werd het draaiboek van het onderzoek uitvoerig besproken. Tevens werden de dagboeken van de leerlingen mondeling toegelicht. Voorafgaande aan deze bespreking hadden de leerlingen een aantal dagen de dagboeken bijgehouden, waardoor eventuele problemen besproken konden worden. De proefleiders hadden, voor en na afloop van elke dagboekweek, telefonisch contact met de leerkrachten. Hierdoor konden problemen snel gesignaleerd en opgelost worden. De telefonische contacten waren ook bedoeld om het persoonlijke contact te optimaliseren.

Instrumentarium Hieronder wordt het instrumentarium van het onderzoek toegelicht. Als eerste worden de leestoetsen besproken. Vervolgens komen de dagboeken aan bod waarmee de leesen kijkfrequentie is gemeten. Ten slotte worden de vragenlijsten toegelicht.

Leestoetsen De leestoetsen aan het begin en einde van leerjaar 5 waren identiek aan elkaar. De toets is ontwikkeld onder auspiciën van de International Association for Educational Achievement (IEA) in het kader van een internationaal onderzoek naar de opbrengsten in begrijpend lezen (Elley, 1992; De Glopper en Otter, 1993). De toets bevatte vragen bij drie soorten teksten: verhalende teksten, zakelijke teksten en documenten. Onder een document werd verstaan: gestructureerde informatie in de vorm van

24


tabellen, grafieken, lijsten, kaarten of gebruiksaanwijzingen. De opgaven bij documenten bestaan veelal uit het zoeken en interpreteren van informatie.

Tabel 3:

Leestoetsen in leerjaar 5 tot en met 8

Toetsmoment

Oorsprong van de toets

Teksten

Vragen

Begin/einde leerjaar 5

TEA-toets 9-jarigen

21

66

Einde leerjaar 6

IEA-toets Cito-toets E4

7 6

33 25

Einde leerjaar 7

Cito-toets E4 Cito-toets E5

6 6

25 25

Einde leerjaar 8

Cito-toets E5 IEA-toets 14-jarigen

6 6

25 40

De leesvaardigheid van de leerlingen aan het einde van leerjaar 6 is gemeten met een selectie uit de zakelijke en verhalende teksten van de IEA leesvaardigheidstoets en met behulp van een door het Cito ontwikkelde toets voor begrijpend lezen voor einde leerjaar 6 (Cito, 1980: toets E4). De selectie uit de TEA leesvaardigheidstoets bestond uit drie verhalende en vier zakelijke teksten met in totaal 33 vragen. De tekstsoort documenten is komen te vervallen omdat door Otter (1995) werd aangenomen dat kinderen in hun vrije tijd lezen met name verhalende en zakelijke teksten lezen. De Cito toets voor begrijpend lezen bestond uit één verhalende tekst en vijf zakelijke teksten met in totaal 25 vragen. De leesvaardigheid is aan het einde van leerjaar 7 gemeten met behulp van de hierboven al genoemde Cito-toets E4 en met Cito-toets E5. Toets E.5 bestaat uit 5 zakelijke teksten en één betogende tekst met in totaal 25 toetsvragen. Aan het einde van leerjaar 8 is de leesvaardigheid gemeten met Cito toets E5 (zie boven) en met een selectie van teksten en vragen uit een toets ontwikkeld door de International Association for Educational Achievement (TEA) voor leerlingen uit het tweede leerjaar van het voortgezet onderwijs (Elley, 1992; De Glopper & Otter, 1993). De selectie van teksten bestond uit drie verhalende en drie zakelijke teksten met in totaal 40 toetsvragen.

Methode

25

Om de toetsafnames te standaardiseren (over proefleiders en in de tijd) zijn alle afnamen aan de hand van een draaiboek afgenomen.

Scoring Alle vragen kenden een goed/fout scoring, waarbij niet gemaakte vragen, ook aan het einde van de toets, als fout gerekend zijn. TV kijken en lezen gemeten met behulp van dagboeken Hieronder wordt in het kort uiteengezet hoe de gegevens met behulp van de dagboeken verzameld zijn, worden de verschillen tussen de dagboeken in leerjaar 5 en de overige leerjaren besproken en wordt de scoring toegelicht. Tevens wordt aangegeven hoe het probleem van ontbrekende waarnemingen is opgelost.

Dataverzameling Iedere leerling kreeg voor elke dagboekweek in leerjaar 5 tot en met 8 één dagboekje. Elk week begon op dinsdag met vragen over hun gedrag op maandag en eindigde één week later op maandag met vragen over hun gedrag op vrijdag, zaterdag en zondag. De dagboekjes werden aan het begin van de ochtend ingevuld en het invullen nam zes á zeven minuten in beslag. Voor elke dag was er één bladzijde in het dagboekje gereserveerd. Bovenaan elke bladzijde stond de naam van de dag. Op de voorkant van het dagboekje stond de voornaam van de leerling genoteerd alsmede de eerste letter van de achternaam, het school-, leerlingen klasnummer en het weeknummer (periode) waarop het dagboek betrekking heeft.

Verschillen tussen de dagboeken in leerjaar 5 en de overige leerjaren In leerjaar 5 was elke schooldag onderverdeeld in drie dagdelen: (1) vóór schooltijd (2) ná schooltijd maar vóór het avondeten en (3) ná het avondeten. Na inspectie van de gegevens van de 8 dagboekweken in 1990/1991 werd de conclusie getrokken dat met name het leesgedrag voor schooltijd zéér infrequent voorkwam. Op grond hiervan is besloten om het voorschoolse dagdeel in leerjaar 6 tot en met 8 te laten vervallen. In alle onderzoeksjaren waren de weekeinddagen onderverdeeld in twee dagdelen: (1) vóór het avondeten en (2) na het avondeten.

26


Scoring De dagboeken van de leerlingen zijn als volgt gescoord: bij de vraag of kinderen gelezen, dan wel televisie gekeken hebben, is aan elk 'ja' antwoord de score 1 toegekend, aan elk 'nee' antwoord de score 0 (nul). Zowel voor het lezen van boeken als TV kijken zijn dagen weekscores berekend. De maximale dagscore was voor schooldagen in leerjaar 5 drie en in leerjaar 6 tot en met 8 twee. De maximale dagscore in het weekeinde was in alle onderzoeksjaren gelijk, namelijk twee. De maximale weekscore bedroeg in leerjaar 5 negentien (5*3+2*2) en in leerjaar 6 tot en met 8 veertien (7*2). De maximale jaarscore was in leerjaar 5 152 (8 weken * 19 (maximum weekscore), in leerjaar 6 168 (12 weken * 14 (maximum weekscore), in leerjaar 7 en 8 was deze respectievelijk 84 (6 weken * 14) en 140 (10 weken * 14).

Ontbrekende waarnemingen De ontbrekende waarnemingen van de leerlingen zijn per gedragsmeting (boeken en TV kijken) in alle onderzoeksjaren eerst op weekniveau 'behandeld': indien méér dan de helft van de negentien (leerjaar 5) of veertien scores (leerjaar 6 tot en met 8) ontbraken, hebben deze leerlingen een code meegekregen die stond voor 'ontbrekende weekscore'. De ontbrekende scores van de overige kinderen zijn aangevuld met hun persoonlijke gemiddelde score berekend over de overige dagen. Vervolgens zijn de ontbrekende waarnemingen op 'jaarniveau' behandeld (leerjaar 5: acht weken; leerjaar 6 twaalf weken; leerjaar 7 zes weken; leerjaar 8 tien weken). Indien per leerjaar meer dan 25% van de dagboekweken ontbraken, ten gevolge van bijvoorbeeld ziekte of schoolreisjes, zijn de leerlingen uit het bestand verwijderd (bijna tien procent van de leerlingen). De ontbrekende weekscores van de overige leerlingen zijn aangevuld met hun persoonlijke gemiddelde score berekend over de overige weken. Vragenlijsten Aan het einde van leerjaar 8 zijn enkele vragenlijsten afgenomen (zie Tabel 2: V1 en V2). Op beide meetmomenten betrof het vragenlijsten voor het meten van mentale inspanning tijdens TV kijken en lezen, leesattitude en leesconcentratie. Ook de vragenlijsten die gebruikt worden in het onderzoek naar de soortgenoot-validiteit van de mentale inspanning tijdens lezen en de leesattitude zijn twee keer afgenomen. Het betreft een leesactiviteitenvragenlijst en een (tweede) vragenlijst voor het meten van de leesattitude.

Methode

27

Mentale inspanning tijdens het lezen en de Leesactiviteitenvragenliist De vragenlijst mentale inspanning tijdens het lezen is overgenomen uit het onderzoek van Kooistra (1993). Deze vragenlijst is een aanpassing van een vragenlijst ontwikkeld door Beentjes & Van der Voort (1988) en Salomon (1984). Voor verschillende typen van schriftelijke media (krant, boek, tijdschrift) en verschillende soorten boeken (avonturenboeken, moppenboeken, geschiedenisboeken) geven kinderen op een vier-puntsschaal aan hoeveel moeite zij doen om te begrijpen wat zij lezen. Bijvoorbeeld: 'Hoeveel moeite doe jij om een boek waarin kinderen avonturen beleven te begrijpen?' of 'Hoeveel moeite doe jij om het nieuws in de krant te begrijpen?' (zie Bijlage 1). Bij dit instrument geldt als maat voor de mentale inspanning de som van de zeventien vraagscores. De laagste score is 17 (17*1), de hoogste score 68 (17*4). Kooistra (1993) rapporteert dat uit de onderzoeksliteratuur niet duidelijk naar voren komt hoe mentale inspanning tijdens het lezen gerelateerd is aan soortgelijke metingen of aan andere concepten. Om hier enig zicht op te krijgen is in het onderhavige onderzoek, naast de mentale-inspanningsvragenlijst, de leesactiviteitenvragenlijst afgenomen. Dit instrument is gebruikt in de TEA Reading Literacy Study (Elley, 1992) en bevat 17 vragen over activiteiten die leerlingen ondernemen voor, tijdens en na afloop van het lezen. Bijvoorbeeld 'Hoe vaak bekijk je, voordat je begint te lezen, de titel, plaatjes en kopjes van het verhaal om te zien waar het over gaat?' (zie Bijlage 4). Volgens de literatuur (zie Pearson & Fielding, 1991) gaat het om activiteiten die passen bij een actieve lezer. De som van de vraagscores geldt als maat voor de leesactiviteit. De laagste score is 17 (17*1), de hoogste 68 (17*4).

Mentale inspanning tijdens TV kijken De vragenlijst mentale inspanning tijdens TV kijken is overgenomen uit het onderzoek van Kooistra (1993). Kooistra gebruikt het instrument echter niet in zijn analyses (verklaringsmodellen). Omdat het instrument analoog is aan de mentaleinspanningsvragenlijst tijdens lezen, wordt het instrument in het onderhavige onderzoek betrokken (vergelijk Bijlage 1 met Bijlage 2). Voor verschillende typen van TV programma's (avonturenfilms, nieuwsuitzendingen, praatprogramma's) geven kinderen op een vier-puntsschaal aan hoeveel moeite zij doen om te begrijpen wat zij zien op de televisie. Bijvoorbeeld: 'Hoeveel moeite doe jij om een TV-film waarin kinderen avonturen beleven te begrijpen?' of 'Hoeveel moeite doe jij om het nieuws op de TV te begrijpen?' (zie Bijlage 2). Bij

28


dit instrument geldt als maat voor de mentale inspanning de som van de zeventien vraagscores. De laagste score is 17 (17*1), de hoogste score 68 (17*4).

Leesattitude De leesattitude wordt in het onderzoek van Koolstra gemeten met behulp van de LAS 2 (Bisschop, Aarnoutse, & Feenstra, 1985). Deze vragenlijst is een bewerking van een Amerikaanse vragenlijst (Estes, 1971; Estes & Johnstone, 1974). De LAS 2 beoogt de attitude van leerlingen te meten ten aanzien van lezen en leesmateriaal . De LAS 2 is een leesattitudeschaal met in totaal achttien meerkeuzevragen (vijfpuntsschaal). Bij elke vraag wordt de leerling gevraagd aan te geven in hoeverre zij/hij het eens is met een bepaalde uitspraak. Bijvoorbeeld 'Het is niet leuk om in de klas over boeken te praten, vindt Annelies. Vind jij dat Annelies gelijk heeft of niet?' Bij de LAS 2 geldt als maat voor de leesattitude de som van de achttien vraagscores. Door een fout bij de dataverzameling is één vraag van de LAS 2 niet in het toetsboekje is opgenomen. De laagste score is in het onderhavige onderzoek dus 17 (17*1), de hoogste 85 (17*5). Om inzicht te krijgen in de soortgenoot-validiteit is naast de leesattitudevragenlijst LAS 2 ook de LAS 1 afgenomen. LAS 1 beoogt hetzelfde te meten als LAS 2, namelijk de attitude van leerlingen ten aanzien van lezen en leesmateriaal. LAS 1 bestaat uit 14 leesattitudevragen die alle met ja of nee te beantwoorden zijn. Bijvoorbeeld 'Ben je een echte boekenwurm?'. Bij LAS 1 geldt als maat voor de leesattitude het aantal vragen waarop een leerling een positief antwoord geeft. De laagste score is nul (14*0), de hoogste 14 (14*1).

Leesconcentratie De leesconcentratievragenlijst is door Kooistra (1993) ontwikkeld. Onder leesconcentratie wordt door Koolstra verstaan: 'The extent to which children focus and sustain their attention on reading .... (Koolstra, 1993, p. 63). De vragenlijst bestaat uit 28 vragen. Bij elke vraag moet de leerling op een vier-puntsschaal aangeven in hoeverre zij/hij het eens is met een bepaalde uitspraak. Bijvoorbeeld: 'Als een boek vreselijk leuk is, kan ik er uren in lezen' (zie Bijlage 3). Als maat voor de leesconcentratie geldt de som van de scores per vraag. In het onderhavige onderzoek zijn alle vragenlijsten in een optisch leesbaar vragenlijstboekje opgenomen. De laatste vragenlijst van het boekje bestond uit de leesconcentratievragenlijst. Door een onvolkomenheid in de computerprogrammatuur,

Methode

29

zijn de laatste twee vragen van de leesconcentratievragenlijst niet in het databestand opgenomen. Daardoor bedraagt de laagste score in dit onderzoek 26 (26*1) en de hoogste score 104 (26*4).

Analyses Hieronder worden eerst de analyses genoemd die betrekking hebben op de kwaliteit van het onderzoeksinstrumentarium (leestoetsen, dagboeken vragenlijstgegevens). Vervolgens worden de analyses besproken die betrekking hebben op het toetsen van de modellen van Koolstra (basis- en verklaringsmodellen). Kwaliteit onderzoeksinstrumentarium

Van alle instrumenten (leestoetsen, dagboekmetingen en vragenlijstgegevens) worden beschrijvende gegevens gerapporteerd zoals gemiddelden en standaarddeviaties. Tevens wordt met behulp van de Kolmogorov-Smirnov Goodness of Fit Test nagegaan of aangenomen mag worden of de scores uit een normaal verdeelde populatie komen. Hiertoe worden ook de frequentieverdelingen, de kurtosis- en de scheefheidscoëfficiënten geïnspecteerd. Ook komt de psychometrische kwaliteit van het instrumentarium aan de orde. Per instrument zullen gegevens gerapporteerd worden over de passing van het éénfactormodel volgens Hagglund (1982), de interne consistentie volgens Fleishman en Benson (1987) en Cronbach. Ook wordt een 95%-betrouwbaarheidsinterval rond Cronbachs a gerapporteerd. Of de vragenlijsten de constructen (mentale inspanning tijdens TV kijken en lezen, leesactiviteiten, leesattitude en leesconcentratie) stabiel meten, zal worden nagegaan door de 'ware' test-hertestbetrouwbaarheid te schatten: per vragenlijst wordt een model gepostuleerd waarin de vragen per meetmoment (V1 en V2) worden opgevat als indicatoren van een latente variabele, waarna de correlatie tussen beide latente variabelen geschat wordt met behulp van covariantiestructuuranalyse en het programma LISREL (Jëreskog & Sërbom, 1988). In het model zal worden toegestaan dat de residuen van overeenkomstige vragen op de meetmomenten V1 en V2 met elkaar gecorreleerd zijn, Ten slotte wordt de soortgenoot-validiteit van een tweetal gemeten constructen onderzocht, te weten mentale inspanning tijdens het lezen en de leesattitude. De soortgenoot-validiteit van de leesattitude wordt onderzocht door een model te postuleren met twee latente variabelen. In dit model worden de vragen van LAS 1

30


opgevat als indicatoren van de eerste latente variabele en de vragen van LAS 2 als indicatoren van de tweede latente variabele. Vervolgens wordt de 'ware' correlatie tussen beide latente variabelen geschat via LISREL (.Rireskog & SÈirbom, 1988). Deze procedure zal ook gevolgd worden in het onderzoek naar de soortgenoot-validiteit van mentale inspanning tijdens het lezen. In deze analyse worden de vragen van de mentale-inspanningsvragenlijst opgevat als de indicatoren van de eerste latente variabele en de vragen van de leesactiviteitenvragenlijst als indicatoren van de tweede latente variabele. Voor de passing van de modellen voor het bepalen van de test-hertestbetrouwbaarheid en de soortgenoot-validiteit zijn verschillende schattingsprocedures beschikbaar. Wij kiezen voor de 'maximale waarschijnlijkheids'-methode (ML) omdat deze methode robuust is tegen schendingen van normaliteit (B oomsma, 1983; Harlow, 1985). Echter, indien uit de resultaten naar voren mocht komen dat deze aanname verworpen moet worden, worden de modellen ook geschat met behulp van de 'ongewogen kleinste kwadraten'-methode (ULS). Die resultaten worden dan in een bijlage weergegeven.

Analyses ter toetsing van de basis- en verklaringsmodellen

In de eerste plaats zal voorafgaande aan de modeltoetsingen nagegaan worden of op de leestoetsen een quasi-simplex van toepassing is. Uit de literatuur is namelijk algemeen bekend dat gegevens verzameld in longitudinaal onderzoek, waar dezelfde variabelen gedurende een reeks van jaren bij dezelfde respondenten verzameld zijn, een quasi-simplex structuur te zien geven (Rireskog, 1970). In Figuur 3.1 is een quasi-simplex model voor de leestoetsen grafisch weergegeven. Uit Figuur 3.1 blijkt dat de leesscores worden opgevat als indicatoren van de latente variabele leesvaardigheid. Verder komt uit de figuur naar voren dat meetfouten in de geobserveerde en latente variabelen zijn toegestaan. Voor de dagboekmetingen (leesen kijkfrequentie) worden overeenkomstige modellen gepostuleerd en getoetst. Indien uit de passing van de quasi-simplex modellen naar voren komt dat zij het data-bestand goed representeren, wordt bij de toetsing van de basis- en verklaringsmodellen van deze structuur uitgegaan. Het voordeel hiervan is dat ware relaties beter zichtbaar worden omdat de onbetrouwbaarheid van de diverse metingen is uitgepartialiseerd.

Methode

31

lees oets begin leerjaar 5

leestoets eind leerjaar 5




leesvaardigheid begin leerjaar 5

leesvaardigheid eind leerjaar 5




Figuur 3.1 Een Quasi-simplex model

Het databestand van het onderhavige onderzoek is hiërarchisch van aard (leerlingen zijn onderdeel van klassen en scholen). Daarom is er voor gekozen om de basismodellen en de verklarende modellen te onderzoeken met covariantiestructuuranalyses en het programma LISREL (Rireskog & Siirbom, 1988) waarin met de hiërarchische structuur van de gegevens rekening zal worden gehouden door middel van de multiniveauprocedure die is voorgesteld door Muthén (Muthén, 1989, 1990; Hox, 1995). Deze benadering houdt in de onderhavige studie in dat, voorafgaand aan de modeltoetsingen met behulp van covariantiestructuuranalyses, de variantie op klasniveau volledig wordt uitgepartialiseerd. Indien uit de modificatie-index (&irbom, 1989; Bentler, 1989) naar voren mocht komen dat de passing van de basis- en verklarende modellen sterk verbetert door modificatie ervan, dan worden ook de gemodificeerde modellen getoetst. Echter, in tegenstelling tot Kooistra, zullen wij in de alternatief gepostuleerde modellen ook paden toestaan die tot verwerping van de verklaringsmodellen (hypothesen) leiden. Kooistra staat dit soort paden niet toe. Hij verwoordt het aldus: 'The Lagrange Multiplier Test (Bentler, 1989) indicated whether adding new paths to the theoretical model would lead to a significant inprovement of the fit of the model. 1f the new path is to be added, it should neither contradict the specific thewy on

nor violate any of the common principles of causal modeling (Kooistra, 1993, p.67; cursief door Otter). which the model is based

4. KWALITEIT VAN HET INSTRUMENTARIUM

In dit hoofdstuk worden de resultaten gerapporteerd die betrekking hebben op de kwaliteit van het instrumentarium. Achtereenvolgens worden de resultaten weergegeven van de leestoetsen, de dagboekmetingen (leesen kijkfrequentie) en ten slotte die van de vragenlijsten (mentale inspanning tijdens TV kijken en lezen, leesactiviteiten, leesattitude en leesconcentratie). Per instrument worden steeds enkele beschrijvende gegevens gerapporteerd zoals het aantal respondenten (N), de minimale, de maximale en de gemiddeld behaalde score (Min-Max; M) en de standaarddeviatie (Sd). Tevens zal worden nagegaan of mag worden aangenomen dat de scores uit een normaal verdeelde populatie komen. Ook komt de psychometrische kwaliteit van het instrumentarium aan de orde. Per instrument wordt informatie gegeven over de passing van het één-factormodel volgens Hagglund (1982), de interne consistentie volgens Fleishman en Benson (1987) en Cronbach. Ook wordt een 95%-betrouwbaarheidsinterval rond Cronbachs oc gerapporteerd. Vervolgens zal inzicht worden gegeven in de stabiliteit van de gemeten constructen. Ten slotte rapporteren we de resultaten over het onderzoek naar de soort-genootvaliditeit van de leesattitudevragenlijsten (LAS 1 en LAS 2) en de vragenlijsten betreffende actief lezen (mentale inspanning tijdens lezen en de leesactiviteitenvragenlijst).

Leestoetsen Beschrijvende gegevens

In Tabel 4.1 worden beschrijvende gegevens weergegeven van de leesprestaties in leerjaar 5 tot en met 8.

34


Tabel 4.1:

Leesprestaties in leerjaar 5 tot en met 8

Leerjaar

maand

N

Aantal vragen

5

oktober

965

66

5

mei

971

6

juni

7 8

Min-Max

M

Sd

6 - 62

35.7

11.3

66

11 - 63

43.4

10.7

885

58

10 - 57

41.8

9.5

juni

749

50

6 - 46

34.6

7.6

juni

712

65

12 - 64

43.4

11.7

Bij inspectie van de tabel komt naar voren dat de moeilijkheidsgraad van de opgaven aan het begin van groep 5 het hoogste is geweest. De gemiddelde p-waarde van de toetsvragen in groep 5 bedraagt namelijk .54 (35.7/66). De leesvaardigheidstoets aan het einde van groep 6 had de laagste moeilijkheidsgraad. De gemiddelde p-waarde van de toetsvragen bedraagt in dat leerjaar .72. De moeilijkheidsgraad in de overige jaren ontlopen elkaar niet veel. Deze zijn voor het einde van leerjaar 5, 7 en 8 respectievelijk .66, .69 en .67. Verder is uit de tabel af te lezen dat in geen enkel leerjaar de kinderen de minimale of de maximale score behalen hetgeen een aanwijzing is dat zowel bodemals plafondeffecten uitgebleven zijn. Met behulp van de Kolmogorov-Smirnov Goodness of Fit test is nagegaan of aangenomen mag worden of de verschillende leesscores uit een normaal verdeelde populatie komen. Voor alle leestoetsen moet deze aanname verworpen worden (p < .01). Echter, de histogrammen van de scoreverdelingen, de kurtosis- en de scheefheidscoëfficiënten gaven aan dat de schendingen niet ernstig waren. Psychometrische gegevens In Tabel 4.2 worden enkele psychometrische gegevens van de leestoetsen gerapporteerd.

Kwaliteit instrumentarium

Tabel 4.2:

35

Psychometrische gegevens van de Ieesvaardigheidstoetsen in leerjaar 5 tot en met 8: passing van het één-factormodel (Gfi), betrouwbaarheid volgens Fleishman & Benson (FB), a en een 95%-betrouwbaarheidsinterval rond a (Int. co

Leerjaar

Maand

N

Gfi

FB

ot

Int. a

5

oktober

965

.95

.91

.90

.90 - .91

5

mei

971

.96

.91

.90

.89 - .91

6

juni

885

.96

.90

.90

.89 - .91

7

juni

749

.99

.89

.89

.88 - .90

8

juni

712

.97

.92

.92

.91 - .93

Uit Tabel 4.2 kan worden opgemaakt dat de passing van het één-factormodel op alle meetmomenten ruim voldoende tot zeer goed te noemen is: de 'goodness-of-fit' (Gfi) is minimaal .95 en maximaal .99. De conclusie dat de leestoetsen in leerjaar 5 tot en met 8 min of meer één-factor lijken te meten, mag getrokken worden. Verder kan uit Tabel 4.2 worden afgelezen dat de betrouwbaarheid volgens Cronbach a en Fleishman & Benson (1987) goed genoemd mag worden: minimaal zijn deze coëfficiënten .89 en maximaal .92. Ten slotte komt naar voren dat uitsluitend in leerjaar 5 de betrouwbaarheid volgens Fleishman & Benson een fractie hoger is dan de betrouwbaarheid volgens Cronbachs oc. Dit laatste duidt erop dat de vragen in de toetsen tau-equivalent zijn.

Lees- en kijkfrequentie Beschrijvende gegevens

In totaal zijn gedurende 36 weken metingen verricht van het leesen kijkgedrag. In leerjaar 5 gedurende acht, in leerjaar 6, 7 en 8 gedurende respectievelijk twaalf, zes en tien weken. In Tabel 4.3 worden per leerjaar enkele beschrijvende gegevens van de leesen kijkfrequentiegegevens gerapporteerd. Opgemerkt wordt dat in leerjaar 5 de weekfrequentiescore maximaal negentien kan zijn (negentien dagdelen), in leerjaar 6 tot en met 8 is deze maximaal veertien (veertien dagdelen; zie Hoofdstuk 3). Bij inspectie van de Tabel 4.3 blijkt dat de kinderen in alle leerjaren minder frequent in boeken lezen dan TV kijken. In leerjaar 5 lezen zij gemiddeld op 18% (3.4/19)

36


van de dagdelen en wordt erop 64% (12.2/19) van alle dagdelen naar de TV gekeken.

Tabel 4.3:

Lees- en kijkfrequentiegegevens in leerjaar 5 tot en met 8

Onderdeel Leerjaar

N

Min-Max

Lezen

5

903

0 - 19

3.4

3.4

6

903

0 - 14

1.8

1.9

7

775

0 - 14

1.3

1.8

8

733

0 - 13

1.1

1.4

904

0 - 19

12.2

3.9

907

0 - 14

8.8

3.4

776

0 - 14

7.5

3.4

735

0 - 14

8.1

3.4

TV kijken

5 6 7 8

M

Sd

Uit Tabel 4.3 kan ook worden opgemaakt dat naarmate de kinderen ouder worden het percentage dagdelen waarop gelezen wordt terug loopt: van gemiddeld 18% (3.4/19) in leerjaar 5 naar gemiddeld 8% in leerjaar 8 (1.1/14). Deze teruggang is ook bij TV kijken te bespeuren. In leerjaar 5, 6 en 7 kijken de kinderen respectievelijk op gemiddeld 64, 63 en 54% van de dagdelen. Echter, bij TV kijken stijgt het percentage weer in leerjaar 8. In het laatste jaar van de basisschool kijken de kinderen gemiddeld op 58% van de dagdelen naar de televisie. Het grillige patroon van leerjaar 7 is mogelijk te verklaren door de beperkte periode waarin het gedrag is gemeten, namelijk uitsluitend in de late winter tot en met de vroege zomer (februari t/m juni). Verder kan uit Tabel 4.3 worden opgemaakt (kolom Min-Max) dat er in alle leerjaren kinderen zijn die extreem weinig of juist veel lezen of TV kijken. Het percentage kinderen dat nooit naar de televisie zegt te kijken, is daarentegen zeer gering. In leerjaar 6 en 8 zeggen respectievelijk 0.3% en 0.1% van de kinderen nooit


37

naar de TV te kijken. Het percentage kinderen dat aangeeft nooit thuis te lezen, is echter wel aanzienlijk. In leerjaar 6 en 8 is dit percentage respectievelijk 6.3 en 14.6 (zie verder Otter in voorbereiding). Met behulp van de Kolmogorov-Smirnov Goodness of Fit test is nagegaan of aangenomen mag worden of de verschillende leesen kijkfrequentiescores uit een normaal verdeelde populatie komen. Met uitzondering van de gemiddelde kijkfrequentiescore in leerjaar 5 en 8, moet deze aanname verworpen worden (p < .01). Echter, de histogrammen van de scoreverdelingen, de kurtosis- en de scheefheidscoefficienten gaven met betrekking tot de kijkfrequentiescores aan, dat de schendingen niet ernstig waren. Dit laatste is wel het geval voor de leesfrequentiescores. De verdelingen zijn sterk asymmetrisch naar rechts uitlopend en aan de linker kant sterk gepiekt. Anders gezegd: er zijn veel kinderen die aangeven zeer weinig te lezen en maar zeer weinig kinderen die aangeven veel te lezen. Daarbij wordt de scheefheid en de gepiektheid sterker naarmate de kinderen ouder worden. Meer expliciet gezegd: de groep kinderen die niet of weinig leest, neemt in de loop der jaren toe, het aantal kinderen dat veel leest, neemt daarentegen juist af. Psychometrische gegevens

In Tabel 4.4 worden enkele psychometrische gegevens van de leesen kijkfrequentiegegevens gepresenteerd. Uit de tabel blijkt dat de passing van het één-factormodel voor zowel de weekfrequentiescores lezen als TV kijken zeer goed te noemen is: de 'goodness-offit' (Gfi) is .97 of hoger. De conclusie dat op de weekfrequentiescores lezen en TV kijken het één-factormodel van toepassing lijkt, is dan ook gerechtvaardigd. Uit Tabel 4.4 komt verder naar voren dat de betrouwbaarheid volgens alpha en Fleishman & Benson (1987) in leerjaar 5 tot en met 7 zeer goed genoemd mag worden. In leerjaar 8 is de betrouwbaarheid van zowel lezen als TV kijken nog steeds redelijk doch wel beduidend lager dan in de overige leerjaren (zie verder Otter in voorbereiding).

38


Tabel 4.4:

Psychometrische gegevens van de leesen kijkfrequentiemetingen in leerjaar 5 tot en niet 8: passing van het één-factormodel (Gfi), betrouwbaarheid volgens Fleishman & Benson (FB), a en een 95%-betrouwbaarheidsinterval rond a (Int. a)

Onderdeel

N

Gfi

FB

a

Int. a

Lezen groep 5

900

.97

.91

.91

.90 - .92

groep 6

903

.99

.92

.92

.91 - .93

groep 7

775

1.00

.88

.88

.86 - .89

groep 8

733

1.00

.81

.81

.79 - .83

groep 5

901

.98

.92

.92

.92 - .93

groep 6

907

1.00

.97

.97

.96 - .97

groep 7

776

1.00

.94

.94

.93 - .95

groep 8

735

.99

.83

.83

.80 - .84

TV kijken

Vragenlijsten In verband met het onderzoek naar de stabiliteit van de gemeten constructen zijn de vragenlijsten binnen een tijdsbestek van vier weken tweemaal afgenomen. Van beide meetmomenten worden enkele beschrijvende en psychometrische gegevens gepresenteerd. Beschrijvende gegevens De beschrijvende gegevens van de vragenlijsten staan in Tabel 4.5. Bij globale inspectie van Tabel 4.5 komt naar voren dat de gemiddelde score van de vragenlijsten op meetmoment VI en V2 nauwelijks van elkaar verschillen. Zo is het gemiddelde op de mentale inspanningsvragenlijst lezen op meetmoment V1 36.4 en op meetmoment V2 36.9. Gezien de standaarddeviatie is het verschil tussen beide meetmomenten te verwaarlozen. Het verschil in gemiddelde tussen beide meetmomenten lijkt relatief gezien het grootst bij de LAS 2. Wordt dit verschil


39

uitgedrukt in een effectmaat voor verschil tussen gemiddelden voor afhankelijke steekproefgemiddelden (Cohen, 1977, p.48), dan is deze .43. In de terminologie van Cohen wordt een effect van .50 als middelmatig betiteld en een effect van .20 als klein. Voor de overige vragenlijsten is het effect kleiner, namelijk .12 (mentale inspanning TV kijken), .10 (mentale inspanning lezen), .16 (leesactiviteiten), .27 (leesattitude LAS 1) en .27 (leesconcentratie). Om enig zicht te krijgen of de leerlingpopulaties in het onderzoek van Kooistra en het onderhavige enigszins overeenkomstig zijn, worden de gemiddelde scores op de vragenlijsten in beide onderzoeken met elkaar vergeleken. Kooistra (1993, p. 121) rapporteert over de mentale-inspanningsvragenlijst gemiddelden die minimaal 36.3 zijn (Cohort 1, meetmoment 2) en maximaal 38.7 (Cohort 2, meetmoment 3). Indien we de resultaten van het onderhavige onderzoek hier tegen afzetten (V1 36.4; V2 36.9) dan kunnen we concluderen dat de gemiddelden nagenoeg overeenstemmen. Tabel 4.5:

Beschrijvende gegevens van de vragenlijsten op meetmoment Vl en V2

Vragenlijst

N

Min-Max

M

Sd

Mentale inspanning kijken V1 V2

554

17 - 68 17 - 68

48.9 48.3

12.9 13.4

Mentale inspanning lezen V1 V2

555

17 - 68 17 - 68

36.4 36.9

11.4 12.0

Leesactiviteiten V1 V2

598

17 - 54 17 - 64

28.6 27.8

6.9 7.7

Leesattitude LAS 1 V1 V2

638

0 - 14 0 - 14

5.4 5.1

4.1 4.4


545

17 - 85 18 - 85

57.1 55.3

13.5 14.5

Leesconcentratie V1 V2

555

27 - 78 26 - 72

56.7 55.9

10.4 10.3

40


De gemiddelde scores op de LAS 2 en de leesconcentratievragenlijst zijn in beide onderzoeken niet goed vergelijkbaar omdat in ons onderzoek één attitudevraag en twee concentratievragen niet zijn afgenomen (zie Hoofdstuk 3). Om toch zicht te krijgen of de leerlingpopulaties enigszins vergelijkbaar zijn, worden de gemiddelde p-waarden van de vragenlijsten in beide onderzoeken met elkaar vergeleken (de gemiddelde score gedeeld door de maximaal te behalen score). De p-waarden in het onderzoek van Kooistra zijn berekend op basis van Tabel B.2. (Kooistra, 1993: p. 121, Tabel B.2). De gemiddelde p-waarde van de LAS 2 is in het onderhavige onderzoek op meetmoment V1 .67 (57.1/85) en op meetmoment V2 .65. De p-waarde in het onderzoek van Kooistra is minimaal .65 (Cohort 1, meetmoment 1) en maximaal .70 (Cohort 2, meetmoment 1). De gegevens duiden erop dat de leesattitude van de kinderen in het onderzoek van Kooistra en het onderhavige nagenoeg overeenkomstig is. Met betrekking tot de gemiddelde p-waarden van de leesconcentratievragenlijsten kan hetzelfde gezegd worden. Op meetmoment V1 en V2 is deze respectievelijk .55 en .54. In het onderzoek van Koolstra is de laagste p-waarde .52 (Cohort 1, meetmoment 1), de hoogste waarde .56 (Cohort 2, meetmoment 2). Met behulp van de Kolmogorov-Smirnov Goodness of Fit test is nagegaan of aangenomen mag worden of de vragenlijstgegevens uit een normaal verdeelde populatie komen. Met uitzondering van de leesconcentratievragenlijst, moet deze aanname verworpen worden (p < .01). Echter, de histogrammen van de scoreverdelingen, de kurtosis- en de scheefheidscoëfficiënten gaven aan dat de schendingen niet ernstig waren. Ten slotte wijzen we op een merkwaardig resultaat. Uit Tabel 4.5 komt naar voren dat kinderen zeggen zich meer mentaal in te spannen als zij naar de TV kijken dan als zij lezen in boeken, tijdschriften of kranten. Het verschil in gemiddelde tussen deze metingen is op beide meetmomenten bijna een gehele standaarddeviatie. Wordt het verschil uitgedrukt in een effectmaat voor verschil tussen gemiddelden voor afhankelijke steekproeven (Cohen, 1977, p. 48) dan is deze op meetmoment V1 1.27 en op meetmoment V2 1.08. In de terminologie van Cohen wordt een effect van .80 als groot aangemerkt. Deze bevindingen zijn voor ons aanleiding om te twijfelen aan de validiteit van de gemeten constructen, omdat bijvoorbeeld uit onderzoek naar voren is gekomen dat lezen méér mentale inspanning vereist dan TV kijken (Beentjes & Van der Voort, 1988; Salomon, 1984).


41

Psychometrische gegevens

Interne consistentie In Tabel 4.6 worden enkele psychometrische gegevens van de vragenlijsten gepresenteerd. Uit Tabel 4.6 is af te lezen dat de interne consistentie van de vragenlijsten goed tot zeer goed genoemd kan worden. Zo is coëfficiënt a van de mentaleinspanningsvragenlijst TV kijken en lezen alsmede die van de leesattitudevragenlijst (LAS 2) op beide meetmomenten hoger dan .90. Ook de passing van het éénfactormodel is voor genoemde vragenlijsten goed tot zeer goed te noemen (zie Tabel 4.6). Uit de tabel komt verder naar voren dat de interne consistentie van de leesconcentratievragenlijst ook goed genoemd kan worden: op meetmoment V1 is a .89, op V2 .90. De passing van het één-factormodel is bij deze vragenlijst echter matig. Op meetmoment V1 is de passing .94, op V2 .92. Dit laatste is een aanwijzing dat de vragenlijst meer dan één concept meet. De betrouwbaarheid van de vragenlijsten mentale inspanning tijdens het lezen, leesattitude en leesconcentratie wijken over het algemeen niet af van de resultaten die Koolstra (1993, p. 65) rapporteert, met name indien de gegevens vergeleken worden die betrekking hebben op leerlingen uit hetzelfde leerjaar 4 . De betrouwbaarheid van de 'mentale-inspanningsvragenlijst lezen' is in het onderzoek van Koolstra namelijk minimaal .83 (Cohort 1, meetmoment 3) en maximaal .88 (Cohort 2, meetmoment 1 en 3). Ook de betrouwbaarheid van de leesattitude (LAS 2) komt in het onderzoek van Koolstra overeen met de gegevens uit het onderhavige onderzoek. Koolstra rapporteert een a die minimaal .74 (Cohort 1, meetmoment 1) en maximaal .92 is (Cohort 2, meetmoment 3). Het zelfde kan gezegd worden van de leesconcentratievragenlijst. Koolstra rapporteert betrouwbaarheden van minimaal .70 (Cohort 1, meetmoment 1) en maximaal .91 (Cohort 2, meetmoment 3).

4 In het onderhavige onderzoek zijn de vragenlijsten afgenomen in leerjaar 8, in het onderzoek van Kooistra zijn dit de leerlingen in Cohort 2 op meetmoment 3.

42


Tabel 4.6:

Psychometrische gegevens van de vragenlijsten op meetmoment V I en V2: passing van het één-factormodel (Gfi), betrouwbaarheid volgens Fleishman & Benson (FB), ce en een 95%-betrouwbaarheidsinterval rond a (Int. a)

Vragenlijst

N

Gfi

FB

cx

Int. a

Mentale inspanning kijken V1 V2

554

.99 .99

.95 .95

.94 .95

.94 - .95 .94 - .95

Mentale inspanning lezen V1 V2

555

.99 .99

.93 .93

.93 .93

.90 - .93 .92.. .94

Leesactiviteiten V1 V2

598

.97 .96

.80 .85

.80 .85

.76 - .81 .83 - .87


587

.98 .98

.89 .91

.88 .90

.87 - .90 .89 - .91


545

.98 .98

.91 .92

.91 .92

.90- .92 .91 - .93

Leesconcentratie V1 V2

555

.94 .92

.89 .90

.89 .90

.88 - .91 .88 - .91

Stabiliteit

In Tabel 4.7 worden de resultaten gepresenteerd van de passing (x2/df, de 'goodnessof-fit index' (Gfi) en de 'adjusted-goodness-of-fit-index' (Agfi)) van de gepostuleerde modellen', en de 'ware' correlatiecoëfficiënten tussen de latente variabelen. De gegevens in de tabel zijn geschat met behulp van de 'maximale waarschijnlijkheids'methode (ML). In Bijlage 5 worden de gegevens gepresenteerd op basis van de ULS-schattingsprocedure.

5De 'ware' test-hertestbetrouwbaarheid is geschat door per vragenlijst een model te postuleren waarin de vragen per meetmoment (VI en V2) zijn opgevat als indicatoren van de latente variabele voor dat tijdstip, waarna de correlatie is geschat via LISREL (Jereskog & SOrbom, 1988). In de gepostuleerde modellen is toegestaan dat de residuen van overeenkomstige vragen op meetmoment V I en V2 met elkaar gecorreleerd zijn.


43

In de eerste plaats komt uit de tabel naar voren dat de passing van de modellen slecht is. Omdat de passingsmaten geschat met behulp van de ULS-schattingsprocedure wel goed zijn (zie Bijlage 5) en de stabiliteitscoëfficiënten van de ML- en ULSschattingsprocedures nagenoeg overeenkomstig zijn, worden zij alsnog geïnterpreteerd. Verder kan de tabel worden opgemaakt dat de stabiliteit van drie van de zes gemeten constructen goed genoemd kan worden. Het betreft de leesattitude (zowel gemeten met de LAS 1 als de LAS 2) en de leesconcentratie. De stabiliteit van de drie overige constructen vinden wij onder de maat (mentale inspanning tijdens TV kijken, lezen en de leesactiviteiten). Met name omdat de vragenlijsten binnen een tijdsbestek van vier weken tweemaal zijn afgenomen en de correlatiecoëfficiënten gecorrigeerd zijn voor onbetrouwbaarheid in de metingen. Tabel 4.7:

Stabiliteit van de gemeten constructen: passing van de gepostuleerde modellen (x/df, Gfi en Agfi) en de 'ware' correlatie (p) tussen de latente variabelen

Construct

N

x2/df

Gfi

Agfi

p

Mentale inspanning tv-kijken

554

1514/510=3.0

.851

.826

.85

Mentale inspanning lezen

555

1605/510=3.1

.841

.815

.84

Leesactiviteiten

598

1899/510=3.7

.834

.806

.71

Leesattitude LAS 1

587

1826/336=5.4

.799

.757

.91

Leesattitude LAS 2

545

1684/510=3.3

.812

.780

.90

Leesconcentratie

555

3668/1248=2.9

.724

.695

.92

Soortgenoot-validiteit In Tabel 4.8 worden de resultaten gepresenteerd van de passing (x 2/df, de 'goodnessof-fit index' (Gfi) en de 'adjusted-goodness-of-fit-index' (Agfi)) van de gepostuleerde modellen, en de 'ware' correlatiecoëfficiënten tussen de latente variabelen. De

6 De soortgenoot-validiteit van de leesatt tudevragenlijst LAS 2 is geschat door per vragenlijst (LAS 1 of LAS 2) een model te postuleren waarin de vragen van elke vragenlijst zijn opgevat als indicatoren van één latente variabele, waarna de 'ware' correlatie tussen de beide leesattitudevragenlijsten is geschat via LISREL (Jiireskog & Stirbom, 1988).

44


gegevens in Tabel 4.8 zijn geschat met behulp van de 'maximale waarschijnlijkheids'-methode (ML). In Bijlage 6 worden de resultaten gerapporteerd op basis van de ULS-schattingsprocedure. Uit Tabel 4.8 kan worden opgemaakt dat de passing van de modellen zeer slecht is. Omdat de passingsmaten geschat met behulp van de ULS-schattingsprocedure wel goed genoemd kunnen worden (zie Bijlage 6) en de stabiliteitscoëfficiënten van de ML- en ULS-schattingsprocedures nagenoeg overeenkomstig zijn, worden zij alsnog geïnterpreteerd. Met betrekking tot de soortgenoot-validiteit kan worden opgemerkt dat de LAS 1 en de LAS 2 min of meer hetzelfde meten, de 'ware' correlatie is namelijk op beide meetmomenten .87 (76% gemeenschappelijke variantie). Voor instrumenten die precies hetzelfde beogen te meten, is dit redelijk te noemen. De vragenlijst mentale inspanning tijdens het lezen en de leesactiviteitenvragenlijst meten echter geheel iets anders. De 'ware' correlatie tussen beide vragenlijsten is namelijk te laag om te veronderstellen dat zij hetzelfde meten. De aanname dat leerlingen die veel moeite zeggen te doen om te begrijpen wat ze lezen dat gedragsmatig ook uiten, lijkt verworpen te moeten worden. Tabel 4.8:

Soort-genootvaliditeit van de constructen leesattitude en actief lezen: passing van de gepostuleerde modellen (x 2/ Df, Gfi en Agfi) en de 'ware' correlatie (p) tussen de operationalisaties

N

x2./Df

Gfi

Agfi

p

V1

591

1758/463=3.8

.808

.781

.86

V2

585

2046/463=4.4

.776

.744

.86

V1

602

1545/526=2.9

.816

.842

.18

V2

615

1987/526=3.8

.818

.794

.18

Constructen (operationalisaties) Leesattitude (Las 2/ Las 1)

Actief lezen (Mentale inspanning/ Leesactiviteiten)

5. MODELTOETSINGEN

In dit hoofdstuk komen drie clusters van resultaten aan de orde. In de eerste plaats worden de resultaten gerapporteerd van de toetsingen betreffende de quasi-simplex structuur van de longitudinaal verzamelde gegevens (leesprestaties, leesen tvfrequentie). Indien deze structuur van toepassing is, wordt bij de toetsing van de basis- en verklaringsmodellen van deze structuur uitgegaan. Het voordeel hiervan is dat de onbetrouwbaarheid van de verschillende metingen wordt uitgepartialiseerd en de 'ware' longitudinale verbanden beter zichtbaar worden. In de tweede plaats worden de basismodellen van Kooistra gepast alsmede plausibele alternatieven. Ten slotte worden resultaten gepresenteerd van de verklaringsmodellen. Indien de modificatie-indices hiertoe aanleiding geven, worden ook plausibele alternatieve modellen gepast.

Structuur van het data-bestand In Tabel 5.1 zijn de resultaten samengevat van de quasi-simplex modeltoetsingen. De resultaten zijn geschat met behulp van de ML-schattingsprocedure. In de tabel worden de (beschrijvende) passingsmaten weergegeven (x 2 , df, goodness-of-fit-index (Gfi), adjusted goodness-of-fit (Agfi), en de comparative-fit-index (Cfi). In Bijlage 7 worden de resultaten weergegeven op basis van de ULS-schattingsprocedure. Tabel 5.1:

Beschrijving en passing van het quasi-simplex model op de leesprestaties en de gemiddelde tv- en leesfrequentiescores. N is het aantal respondenten

Model Quasi-simplex model x2 df P Gfi Agfi Cfi N

Leesprestaties 3.18 3 .37 .997 .987 1.000 485

tv-frequentie

leesfrequentie

.92

.87

1

1

.34 .999 .992 1.000

.35 .999 .992 1.000

551

550

46


Uit Tabel 5.1 kan worden opgemaakt dat, ongeacht de gemeten variabele, alle passingsmaten erop duiden dat het quasi-simplex model het databestand zeer goed beschrijft. Statistisch gezien worden alle modellen aanvaard. Ook de beschrijvende maten duiden op een uitstekende passing. Zo ligt de x2/df verhouding om en nabij de één en naderen de passingsmaten Gfi, Agfi en Cfi de één. Op grond van de resultaten in Tabel 5.1 is besloten bij de toetsing van de basis- en de verklarende modellen van quasi-simplex modellen uit te gegaan.

TV kijken en veranderingen in de leesfrequentie Hieronder worden allereerst de resultaten weergegeven van het basismodel voor de invloed van het TV kijken op de leesfrequentie (zie figuur 5.2.a). Een volledige grafische representatie van het basismodel wordt in Bijlage 8 gegeven.

Figuur 5.2.a:

Invloed van de tv-kijkfrequentie op de leesfrequentie (N=550) x2 = 15.13, df= 14, p= .37; Gfi= .993; Agfi= .983; Cti= .999; * = p < .05

Uit de resultaten kan worden opgemaakt dat het model op statistische gronden niet verworpen wordt: x2=15.13; df=14; p=.37. Het model lijkt de empirische data goed

Modeltoetsingen

47

te beschrijven. Daarbij geven de beschrijvende passingsmaten blijk van een goede tot zeer goede passing. Zo is de waarde van Gfi .993, die van Cfi= .999. Uit de regressiecoëfficiënten komt het volgende beeld naar voren. In de eerste plaats blijkt er een significant negatief pad te lopen van TV kijken in leerjaar 5 op de leesfrequentie in leerjaar 6 ((3 = -.15, standaardfout .04) en van leerjaar 6 op leerjaar 7

(p

-.09, standaardfout .04). In woorden: de frequentie

waarmee kinderen naar de TV kijken in leerjaar 5 en 6 heeft een negatieve invloed op de leesfrequentie van de kinderen in respectievelijk leerjaar 6 en 7. De grootte van de regressiecoëfficiënten daalt echter (-.15 naar -.09 naar .03) hetgeen betekent dat naarmate de kinderen ouder worden, de invloed van het TV kijken op het leesgedrag afneemt en ten slotte verdwijnt. Hoewel de regressiecoëfficiënten significant zijn, zijn ze wel heel klein. De kijkfrequentie in leerjaar 5 en 6 verklaart namelijk respectievelijk slechts twee en één procent van de variantie in de leesfrequentie in leerjaar 6 en 7. Uit Figuur 5.2.a. is verder op te maken dat naarmate de kinderen ouder worden hun leesen kijkgedrag steeds stabieler wordt: 25% van de variantie in het leesgedrag in leerjaar 6 kan voorspeld worden uit het leesgedrag in leerjaar 5. Het leesgedrag in leerjaar 8 kan voor 96% voorspeld worden uit dit gedrag in leerjaar 7. Voor TV kijken geldt nagenoeg hetzelfde. Het kijkgedrag in leerjaar 6 kan voor 45% voorspeld worden uit het kijkgedrag in leerjaar 5, het gedrag in leerjaar 8 voor 88% uit het gedrag in leerjaar 7. Indien de resultaten uit het onderhavige onderzoek met die van Kooistra (1993) vergeleken worden dan zijn er een aantal interessante verschillen te constateren. Een opvallend verschil tussen de onderzoeksgegevens is dat Kooistra, in alle onderzoeksjaren, een significante negatieve invloed constateert van het TV kijken op het leesgedrag. In het onderhavige onderzoek zien we uitsluitend gedurende de eerste twee jaren (leerjaar 5 naar 6 èn leerjaar 6 naar 7) negatieve significante paden, waarbij de hoogte afneemt ( -.15 naar -.09). De negatieve invloed van het TV kijken in leerjaar 7 op het leesgedrag in leerjaar 8 blijkt afwezig te zijn. In het onderzoek van Kooistra waren leerlingen van groep 4 tot en met 8 betrokken waren. De verschillen tussen de onderzoeksresultaten kunnen dus niet verklaard worden door verschillen in leeftijd. Hieronder worden de resultaten gerapporteerd van een alternatief model voor de relatie tussen het TV kijken en de leesfrequentie. In het alternatieve model wordt

48


aangenomen dat de mate waarin kinderen TV kijken, effect heeft op de leesfrequentie in het zelfde leerjaar (zie Figuur 5.2.b).

Figuur 5.2.b:

Invloed van tv-kijkfrequentie op de leesfrequentie (N=550) x 2 = 28.44, df= 14, p= .01; Gfi= .987; Agfi= .967; Cfi= .993; * = p < .05

Uit de modelpassing komt naar voren dat het model op statistische gronden verworpen moet worden. Daarbij past het model ook slechter dan het basismodel van Kooistra (Figuur 5.2.a). Bij een gelijk aantal vrijheidsgraden neemt x 2 ruim dertien punten toe. Kooistra's basismodel voor de invloed van TV kijken in leerjaar X op het leesgedrag in leerjaar X+1 beschrijft de data beter dan het model dat binnen leerjaren negatieve effecten veronderstelt. We sluiten de toetsing van het eerste basismodel af met de volgende conclusies. Het eerste basismodel van Kooistra over de invloed van het TV kijken op het leesgedrag blijkt zeer goed met onze empirische gegevens overeen te stemmen. Uit de resultaten blijkt dat TV kijken in leerjaar 5 en 6 een (klein) negatief effect heeft op het leesgedrag in respectievelijk leerjaar 6 en 7. Echter, de (geringe) invloed van de tv neemt steeds verder af en is in leerjaar 8 geheel verdwenen.

Modeltoetsingen

49

TV kijken en veranderingen in de leesprestaties

Hieronder worden de resultaten weergegeven van Kooistra's basismodel voor de invloed van het TV kijken op de leesprestaties (zie figuur 5.3.a).

Figuur 5.3.a:

Invloed van tv-kijkfrequentie op de leesprestaties (N=474). x 2 = 15.98, df= 14, p= .32; Gfi= .992; Agfi= .980; Cfi= .999; * = p < .05

Uit de passingsmaten van het basismodel blijkt dat het model op statistische gronden niet verworpen wordt (x 2 =15.98, df=14, p=.32). Ook de waarden van de beschrijvende passingsmaten zijn zeer goed te noemen. De regressiecoëfficiënten kunnen hierdoor zonder voorbehoud worden geïnterpreteerd. Uit de regressiecoëfficiënten komt naar voren dat er van een significante negatieve invloed van het TV kijken op de leesprestaties géén sprake is. Wel is er sprake van een significante negatieve samenhang tussen het TV kijken en de leesprestaties in het eerste leerjaar (-.22). Vergelijken we de resultaten van bovenstaand basismodel met de resultaten die Kooistra rapporteert dan levert dit een aantal interessante verschillen en één overeenkomst op. De overeenkomst tussen de resultaten van Koolstra en die van het onderhavige onderzoek is dat in beide onderzoeken er een negatief verband wordt gerapporteerd (leerjaar 5) tussen de frequentie waarmee kinderen naar de TV kijken

50


en hun leesprestaties. Kooistra rapporteert een significante correlatie van -.24, in het onderhavige onderzoek is deze -.22. De resultaten verschillen echter indien we kijken naar de effecten van het TV kijken op de leesprestaties. Kooistra rapporteert in alle onderzoeksjaren significant negatieve effecten van de tv-frequentie op de leesprestaties. Deze effecten worden in het onderhavige onderzoek niet waargenomen (zie Figuur 5.3.a). In het onderhavige onderzoek is van een significante negatieve invloed van het TV kijken op de leesprestaties namelijk geen sprake. Hieronder worden de resultaten weergegeven van een alternatief model voor de relatie tussen het TV kijken en de leesprestaties. In het alternatieve model wordt aangenomen dat de mate waarin kinderen naar de TV kijken, effect heeft op de leesprestaties in hetzelfde leerjaar (zie Figuur 5.3.b).

.83.

Figuur 5.3.b:

tv-kijken le eijaar 7

.93.

tv-kijken) le erjaar 8

Invloed van tv-kijkfrequentie op de leesprestaties (N=474) x' = 16.26, df= 14, p= .30; Gfi= .992; Agfi= .980; Cfi= .999; * = p < .05

Ook de passingsmaten van het model in Figuur 5.3.b zijn zeer goed te noemen. Het model lijkt even goed bij de data te passen als een model waarin uitgestelde effecten van de televisie op de leesontwikkeling worden verondersteld (zie Figuur 5.3.a). Bij een verschil van nul vrijheidsgraden is het verschil in x2 namelijk te verwaarlozen. De resultaten van model 5.3.a en 5.3.b zijn overeenkomstig. Naar voren komt dat TV kijken uitsluitend in leerjaar 5 negatief samenhangt (Figuur 5.3.a) of effect

Modeltoetsingen

51

sorteert (Figuur 5.3.b) op de leesprestaties. In de overige jaren is er van een significant effect van de televisie op de leesprestaties geen sprake. We sluiten de toetsing van het tweede basismodel af met de volgende conclusies. In de eerste plaats blijkt het basismodel van Kooistra, over de invloed van het TV kijken in jaar X op het leesprestaties in jaar X+1, zeer goed met de empirische gegevens uit het onderhavige onderzoek overeen te stemmen. Echter, de passing van het alternatieve model, waarin de effecten van het TV kijken op de leesprestaties

binnen leerjaren zijn gepostuleerd, is ook uitstekend en doet niet voor het basismodel van Kooistra onder. Welk model men ook prefereert, de uitkomsten zijn geheel overeenkomstig. Het blijkt namelijk dat er géén sprake is van een negatieve invloed van het TV kijken op de leesprestaties. Met andere woorden: de frequentie waarmee kinderen naar de TV kijken heeft geen invloed op hun leesprestaties. Verklaringsmodellen voor de invloed van het TV kijken op de leesfrequentie Hieronder worden de resultaten gepresenteerd van de verklaringsmodellen voor de passiviteitshypothese, de leesverminderingshypothese en de leesconcentratieverminderin gshypothese

Passiviteitshypothese De passiviteitshypothese is door Kooistra getoetst door het basismodel te toetsen waaraan (per jaar) één mediërende variabele is toegevoegd, namelijk de mentale inspanning tijdens het lezen. Omdat wij de mentale inspanning tijdens het lezen uitsluitend in leerjaar 8 hebben gemeten, ziet het getoetste model eruit als weergegeven in Figuur 5.4.a. Uit de resultaten kan worden opgemaakt dat het model op statistische gronden niet verworpen wordt: )( 2 = 21.20; df= 21; p= .45. Het model lijkt uitstekend de empirische data te beschrijven. Het model past ook niet slechter dan het basismodel waarin de mediërende variabele niet is opgenomen. Ook de waarden van de beschrijvende passingsmaten zijn zeer goed te noemen (zie Figuur 5.4.a). Uit de regressiecoëfficiënten komt naar voren dat het TV kijken geen significante invloed uitoefent op de mentale inspanning tijdens het lezen èn dat er geen significant pad loopt van de mediërende variabele naar de leesfrequentie. De conclusie lijkt gerechtvaardigd dat de passiviteitshypothese verworpen moet worden.

52


Figuur 5.4.a:

Passiviteitshypothese (N=526) x 2 = 21.20, df= 21, p= .45; Gfi= .991; Agfi= .981; Cf1= 1.000; * = p < .05

Indien we de resultaten vergelijken met die uit het onderzoek van Kooistra dan komt het volgende naar voren. Ook Kooistra verwerpt de passiviteitshypothese. Net zoals in het onderhavige onderzoek komt uit zijn gegevens naar voren dat de frequentie waarmee kinderen naar de TV kijken geen effect heeft op de mentale inspanning tijdens het lezen. Hieronder wordt de passiviteitshypothese nogmaals getoetst maar nu zoals afgebeeld in Figuur 5.4.b. In het model is naast mentale inspanning tijdens het lezen, ook de mentale inspanning tijdens TV kijken opgenomen. Door opname van deze variabele wordt de passiviteitshypothese meer conform de conceptuele analyses getoetst (zie voor de conceptuele analyse hoofdstuk 2). Uit de modelpassing kan worden opgemaakt dat de meer volledige representatie van de passiviteitshypothese statistisch gezien uitstekend bij de empirische gegevens past. Zo wordt het model op statistische gronden aanvaard. Ook zijn de beschrijvende passingsmaten zeer goed te noemen.

Modeltoetsingen

Figuur 5.4.b:

53

Vollediger toetsing van de passiviteitshypothese (N=526) x 2 = 37.69, df= 31, p= .19; Gfi= .984; Agfi= .971; Cfi= .997; * = p < .05

Uit de regressiecoëfficiënten komt naar voren dat de frequentie waarmee kinderen naar de TV kijken geen significant positief effect heeft op de mentale inspanning tijdens het kijken. Anders geformuleerd: kinderen die veel TV kijken zeggen niet minder moeite te doen om televisieprogramma's te begrijpen dan kinderen die weinig naar de TV kijken. Nog explicieter: TV kijken maakt kinderen niet geestelijk 'lui' zoals de passiviteitshypothese veronderstelt. Verder blijkt dat er een sterk negatief effect uitgaat van de mentale inspanning tijdens het kijken naar de mentale inspanning tijdens het lezen: kinderen die zeggen veel moeite doen om televisieprogramma's te begrijpen, zeggen géén moeite te doen om geschreven teksten te begrijpen. Ook dit resultaat is in tegenspraak met de passiviteitshypothese. Ten slotte, wederom in tegenspraak met de hypothese, komt uit de resultaten naar voren dat kinderen die zeggen veel moeite te doen om te begrijpen wat ze lezen geen betere prestaties behalen dan kinderen die dit niet zeggen. We besluiten dan ook met de opmerking dat onze conceptuele afwijzing van de hypothese gesteund wordt door de empirische resultaten zoals weergegeven in Figuur 5.4.b.

54


Leesplezierverminderingshypothese

Omdat wij de leesattitude uitsluitend in leerjaar 8 hebben gemeten ziet het getoetste model eruit als weergegeven in Figuur 5.5.a.

Figuur 5.5.a:

Leesplezierverminderingshypothese (N=537) x2 = 99.46, df= 21, p= .00; Gfi= .961; Agfi= .916; Cti= .963; * = p < .05

Uit de toetsingsresultaten kan worden afgeleid dat het model, waarin de leesplezierverminderingshypothese is opgenomen, op statistische gronden verworpen moet worden. Omdat het basismodel (Figuur 5.2.a) Wè1 uitstekend past, lijkt de slechtere passing van het model veroorzaakt te worden door de gepostuleerde verbanden van de mediërende variabele leesattitude met de leesen kijkfrequentie. De regressiecoëfficiënten van het model dienen, vanwege de matige passing, dan ook met de nodige voorzichtigheid geïnterpreteerd te worden. De regressiecoëfficiënten uit Figuur 5.5.a onderstrepen nog eens dat de leesplezierverminderingshypothese verworpen moet worden. Naar voren komt dat het pad van de leesattitude naar de leesfrequentie weliswaar positief ([3, .11) is maar niet significant (standaardfout= .10). Met andere woorden: kinderen met een goede

Modeltoetsingen

55

leesattitude lezen niet vaker dan kinderen met een slechte leesattitude. Een goede leesattitude staat blijkbaar niet garant voor leesgedrag. Uit de modificatie-indices van het model kwam naar voren dat indien het pad van de leesattitude naar de leesfrequentie zou worden omgedraaid, de passing van het model flink verbeterd zou worden (zie Figuur 5.5.b). In het model wordt verondersteld dat kinderen die veel lezen, zeggen lezen leuker vinden dan kinderen die weinig lezen (het pad van de leesfrequentie naar de leesattitude). Meer expliciet gezegd: het model veronderstelt dat de leesfrequentie de leesattitude beïnvloedt (in plaats van andersom). Uit de resultaten van Figuur 5.5.b komt naar voren komt dat het model op statistische gronden verworpen dient te worden (en dus de regressiecoëfficiënten met voorzichtigheid geïnterpreteerd dienen te worden). Het model past echter wel beduidend beter dan het model zoals weergegeven in Figuur 5.5.a. Bij een gelijk aantal vrijheidsgraden neemt x 2 ruim 56 punten af. Op grond van de resultaten in Figuur 5.5.a. en 5.5.b verwerpen we de leesplezierverminderingshypothese. In Figuur 5.5.a kwam in de eerste plaats naar voren dat het model slecht bij de empirische data past. Ook bleek het veronderstelde effect van de leesattitude op de leesfrequentie niet statistisch significant. Het alternatief geformuleerde model past beter bij de data, maar gaat uit van een heel ander effect, namelijk het effect van de leesfrequentie op de leesattitude; waarbij we opmerken dat dit effect niet significant is. Onze bevindingen druisen in tegen de conclusie die Kooistra trekt. Kooistra rapporteert namelijk steun voor de leesplezierverminderingshypothese. Hij verwoordt het aldus (Kooistra, 1993 p.76): 'The explanatory model according to which television viewing affects book reading negatively via reading attitude was supported'. Echter, het uiteindelijk getoetste model is door Kooistra gemodificeerd. De modificatie hield in dat hij ook paden heeft gepostuleerd van de leesfrequentie in onderzoeksjaar 1 en 2 naar de leesattitude in respectievelijk onderzoeksjaar 2 en 3 7 . Deze paden zijn significant positief en lijken te duiden op empirische steun voor het model zoals

7

Voor de volledigheid hebben wij ook het door Kooistra gepostuleerde model getoetst. Naar voren kwam dat het model op statistische gronden verworpen werd. Daarbij was het pad van de leesattitude (in leerjaar 8) naar het leesprestaties (in dat leerjaar) niet significant ((3=.04: standaardfout= .10). Ook toetsing van het door Kooistra voorgestelde model leidt dus tot verwerping van de hypothese.

56


weergegeven in Figuur 5.5.b. In Bijlage 9 worden de resultaten van Kooistra gepresenteerd.

Een 5 leerar ja

„

51*

Figuur 5.5.b:

lezen leerjaar _7__ j

68*

.96

Alternatief model voor de leesplezierverminderingshypothese (=537) x 2 = 43.10, df= 21, p= .00; Gfi= .983; Agfi= .963; Cri= .989; * = p < .05

Leesconcentratiev e rminde ringshypothe se

De leesconcentratieverminderingshypothese is getoetst door aan het basismodel één mediërende variabele toe te voegen (zie Figuur 5.6.a). Uit de modelpassing blijkt dat het model op statistische gronden verworpen moet worden. De passing is namelijk beduidend minder goed dan het basismodel waarin de leesconcentratie niet is opgenomen. Dit laatste is een aanwijzing dat de gepostuleerde verbanden tussen de leesconcentratie en de leesen kijkfrequentie verantwoordelijk zijn voor de verslechterde passing. Dit betekent dat de regressiecoëfficiënten zoals weergegeven in Figuur 5.6.a met voorzichtigheid geïnterpreteerd dienen te worden.

Modeltoetsingen

Figuur 5.6.a:

57

Leesconcentratieverminderingshypothese (=480) x Z = 76.31, df= 21, p= .00; Gfi= .966; Agfi= .928; Cfi= .971; * p < .05

Indien we de regressiecoëfficiënten interpreteren dan stuiten we op een probleem: het model wordt op statistische gronden verworpen hoewel de regressiecoëfficiënten de hypothese steun verlenen. Naar voren komt namelijk dat kinderen die vaak naar de TV kijken, zeggen een slechtere leesconcentratie zeggen te hebben dan kinderen die weinig kijken. Ook komt naar voren dat kinderen die zeggen een goede leesconcentratie te hebben, vaker lezen dan kinderen die zeggen een slechte leesconcentratie te hebben. Echter, uit de modificatie-indices van het model kwam naar voren dat indien het pad van de leesconcentratie naar de leesfrequentie zou worden omgedraaid, dit de passing van het model aanzienlijk ten goede zou komen. In het model wordt dan verondersteld dat kinderen die weinig kijken en veel lezen een betere leesconcentratie hebben dan kinderen die veel kijken en weinig lezen (zie Figuur 5.6.b). Op grond van de passingsresultaten blijkt dat het model nog steeds op statistische gronden verworpen dient te worden (de regressiecoëfficiënten moeten dus met voorzichtigheid geïnterpreteerd worden). Het model past echter beduidend beter dan

58


het model zoals weergegeven in Figuur 5.6.a. Bij een gelijk aantal vrijheidsgraden neemt xr2 namelijk ruim 40 punten af. Omdat het model alternatieve model beter op de data lijkt te passen dan het model van de leesconcentratieverminderingshypothese, wordt deze hypothese door ons verworpen. Onze bevindingen druisen in tegen de bevindingen van Kooistra. Kooistra rapporteert steun te vinden voor de hypothese (zie Kooistra, 1993, p. 78). Echter, het uiteindelijke model dat Kooistra heeft getoetst, is zo gemodelleerd dat er 66k paden zijn gepostuleerd van de leesfrequentie in onderzoeksjaar 1 en 2 naar de leesconcentratie in respectievelijk onderzoeksjaar 2 en 3. Deze paden zijn significant positief en lijken te duiden op empirische steun voor het alternatieve model zoals weergegeven in Figuur 5.6.b. De resultaten van Kooistra zijn in Bijlage 10 weergegeven'.

Figuur 5.6.b:

Alternatief gepostuleerd model voor de leesconcentratieverminderingshypothese (.480) = 36.17, df= 21, p= .02; Gfi= .984; Agfi= .966; Cfi= .992; *= p < .05

8 Ook dit model is door ons getoetst. Ook nu weer werd het model op statistische gronden verworpen werd. Ook kwam naar voren dat het pad van de leesconcentratie in leerjaar 8 naar het leesprestaties in dat leerjaar 8 niet significant te zijn (f3=.05; standaardfout= .04). Ook toetsing van het door Kooistra voorgestelde model leidt dus tot verwerping van de hypothese.

Modeltoetsingen

59

Verklaringsmodellen voor de invloed van het TV kijken op de leesprestaties

Hieronder worden de resultaten gepresenteerd van de verklaringsmodellen voor de invloed van het TV kijken op de leesprestaties: de verdringingshypothese, de passiviteitshypothese, de leesverminderingshypothese en de leesconcentratieverminderingshypothese. Verdringingshypothese

Het getoetste model is geheel analoog aan het getoetste model van Koolstra en wordt in Figuur 5.7.a weergegeven.

Figuur 5.7.a:

Verdringingshypothese (N=460) x 2 = 42.09, df= 42, p= .47; Gfi= .985; Agfi= .973; Cfi= 1.000; * = p < .05

Uit de toetsingsresultaten kan worden opgemaakt dat het model statistisch gezien niet verworpen wordt (p= .47). Ook de waarde van de beschrijvende passingsmaten zijn hoog tot zeer hoog te noemen. Dit duidt erop dat we de regressiecoëfficiënten naar behoren kunnen interpreteren.

60


Kijken we naar de regressiecoëfficiënten in Figuur 5.7.a dan komt naar voren dat kinderen die veel TV kijken in leerjaar 5 en 6 significant minder lezen in respectievelijk leerjaar 6 en 7. De effecten van het TV kijken op de leesfrequentie zijn echter zeer klein te noemen. De variantie in de leesfrequentie in leerjaar 6 en 7 wordt voor respectievelijk drie en één procent verklaard uit de kijkfrequentie in leerjaar 5 en 6. Verder kan uit Figuur 5.7.a worden afgelezen dat het TV kijken in leerjaar 7 geen invloed heeft op het leesgedrag in leerjaar 8. Als we kijken naar de invloed van de leesfrequentie op de leesprestaties dan zien we dat de frequentie waarmee kinderen in boeken lezen in geen enkel leerjaar een positief effect lijkt te hebben op de leesprestaties. Op grond van de resultaten in het onderhavige onderzoek wijzen wij de verdringingshypothese af. Indien we de resultaten uit het onderhavig onderzoek met die van Kooistra vergelijken dan zijn er ook nu weer een verschillen op te merken. In de eerste plaats verschillen de resultaten met betrekking tot de invloed van het TV kijken op de leesfrequentie. Kooistra rapporteert namelijk negatieve effecten van de tv-kijkfrequentie op de leesfrequentie in alle leerjaren. In het onderhavige onderzoek vinden we uitsluitend kleine negatieve effecten van de tv-kijkfrequentie op de leesfrequentie van leerjaar 5 naar 6 en van leerjaar 6 naar 7. Wat betreft de invloed van de leesfrequentie op de leesprestaties verschillen de onderzoeksresultaten ook. In het onderhavige onderzoek is in geen enkel leerjaar de invloed van de leesfrequentie op de leesprestaties statistisch significant. Kooistra rapporteert echter statistisch significante invloeden in het tweede onderzoeksjaar. Hieronder worden de resultaten weergegeven van een alternatief model voor de verdringingshypothese (zie Figuur 5.7.b). In het model wordt aangenomen het buitenschoolse lezen van kinderen beïnvloed wordt door kijkfrequentie èn de leesprestaties. Uit de passingsresultaten komt naar voren dat het model de data zeer goed beschrijft. Het model wordt statistisch niet verworpen (p= .40). Ook zijn de waarden van de beschrijvende passingsmaten goed tot zeer goed te noemen. De regressiecoefficiënten kunnen naar behoren worden geïnterpreteerd. Het blijkt dat het TV kijken uitsluitend in leerjaar 5 een significant negatief effect heeft op de leesfrequentie van de kinderen. De invloed van het TV kijken op de leesfrequentie is in leerjaar 6 en 7 nog wel licht negatief maar niet meer significant. In leerjaar 8 is er in het geheel geen sprake meer van een negatieve invloed.

Modeltoetsingen

61

Verder kan uit Figuur 5.7.b worden afgelezen dat de leesprestaties in alle leerjaren een positief effect hebben op de leesfrequentie, hoewel deze invloed uitsluitend in leerjaar 5 significant is. De uitstekende passing van het alternatieve model en de conceptuele begrijpelijkheid ervan maken duidelijk dat de verdringingshypothese niet de enige representatie is die op het databestand van toepassing is.

7

Figuur 5.7.b:

tv-kijken leerjaar 8

Alternatief model voor de verdringingshypothese: N=460; x 2 = 43.81, df= 42, p= .40; Gfi= .985; Agfi= .972; Cfi= .999; * = p < .05

Passiviteitshypothese De passiviteitshypothese is door Kooistra getoetst door het basismodel te toetsen waaraan (per jaar) één mediërende variabele is toegevoegd, namelijk de mentale inspanning tijdens het lezen. Omdat wij de mentale inspanning tijdens het lezen uitsluitend in leerjaar 8 hebben gemeten, ziet het getoetste model eruit als weergegeven in Figuur 5.8.a.

62


Uit de passingsresultaten van het model kan worden opgemaakt dat het model zeer goed lijkt aan te sluiten bij de empirische gegevens. Daarbij geven ook de beschrijvende maten blijk van een goede tot zeer goede passing.



.83*


.94*

».

leerjaar

-.12* (.05)

.03 (.04)

mentale inspanning tijdens lezen

-.03(04)

.06 (.04)

leesprestaties leerjaar 5 .97*

Figuur 5.8.a:

leesprestaties leerjaar 7

leesprestaties leerjaar 6 .93*

leesprestaties leerjaar 8 87*

Passiviteitshypothese (N=454) x2 = 19.36, df= 21, p= .56; Gft= .991; Agti= .980; Cti= 1.000; * = p < .05

Uit de regressiecoëfficiënten kan worden opgemaakt dat het pad van het TV kijken naar mentale inspanning tijdens het lezen statistisch significant en negatief is. Anders geformuleerd: kinderen die veel TV kijken, zeggen minder -moeite te doen om te begrijpen wat ze lezen dan kinderen die weinig TV kijken. Het pad van mentale inspanning naar de leesprestaties is echter niet significant: kinderen die aangeven veel moeite te doen om te begrijpen wat ze lezen, presteren niet beter op de leestoetsen dan kinderen die zeggen dit niet te doen. Wij trekken hier de conclusie uit dat de passiviteitshypothese verworpen moet worden. Ook Kooistra verwerpt de passiviteitshypothese. Echter, op geheel andere gronden dan in het onderhavige onderzoek. In tegenstelling tot de resultaten uit ons onderzoek verwerpt Kooistra de hypothese omdat hij géén statistisch significante paden constateert van TV kijken naar mentale inspanning. Echter, óók in tegenspraak

Modeltoetsingen

63

met de resultaten uit ons onderzoek, rapporteert hij wel positieve significante paden van mentale inspanning op de leesprestaties. Hieronder wordt de passiviteitshypothese nogmaals getoetst maar in dit model is naast mentale inspanning tijdens lezen, ook de mentale inspanning tijdens TV kijken opgenomen (zie Figuur 5.8.b). Door opname van deze variabele wordt de passiviteitshypothese in een vollediger vorm getoetst (zie voor de conceptuele analyse van deze hypothese Hoofdstuk 2). Op grond van de passingsresultaten wordt ook dit model niet op statistische gronden verworpen. Ook de waarden van beschrijvende passingsmaten geven blijk van een goede tot zeer goede passing.

Figuur 5.8.b:

Meer volledige toetsing van de passiviteitshypothese (N=461) X Z = 29.01, df= 31, p= .57; Gfi= .998; Agfi= .978; Cfi= 1.000; * = p < .05

Uit de regressiecoëfficiënten van het model komt naar voren dat er een positief significant pad loopt van TV kijken naar mentale inspanning tijdens het lezen: kinderen die veel TV kijken, zeggen meer moeite te doen om tv-programma's te begrijpen dan kinderen die weinig kijken. In de tweede plaats blijkt er een negatief

64


significant pad te lopen van mentale inspanning tijdens het kijken naar de mentale inspanning tijdens het lezen. Met andere woorden: kinderen die zeggen veel moeite te doen om te begrijpen wat ze zien als zij TV kijken, zeggen géén moeite te doen om te begrijpen wat ze schriftelijk onder ogen krijgen. In de derde plaats kan uit de resultaten worden opgemaakt dat het pad van mentale inspanning naar de leesprestaties niet significant is: kinderen die zeggen veel moeite te doen om te begrijpen wat ze lezen, presteren op de leestoetsen niet beter dan kinderen die zeggen dit niet te doen. Omdat alle aannamen van de hypothese verworpen worden, trekken wij de conclusie dat de hypothese verworpen moet worden. Leesplezierverminderingshypothese

De resultaten van het door ons getoetste model worden in Figuur 5.9.a weergegeven.



.83*

.94*



leesattitude


Figuur 5.9.a:

i



A


Leesplezierverminderingshypothese (N=452) x 2 = 93.47, df= 21, p= .00; Gfi= .958; Agfi= .910; Cfi= .965; * = p < .05

Uit de passingsresultaten komt naar voren dat het model op statistische gronden verworpen moet worden. Omdat het basismodel wèl uitstekend past (zie Figuur 5.3.a), lijkt de slechte passing veroorzaakt te worden door de gepostuleerde verban-

Modeltoetsingen

65

den tussen de mediërende variabele leesattitude, de tv-kijkfrequentie en de leesprestaties. De regressiecoëfficiënten moeten, vanwege de slechte passing, met voorzichtigheid geïnterpreteerd worden. De modificatie-indices van het model zoals afgebeeld in Figuur 5.9.a gaven aan dat de passing van het model flink zou verbeteren indien het pad van de leesattitude naar de leesprestaties zou worden omgedraaid. Met andere woorden: niet de attitude beïnvloedt de leesprestatie maar de leesprestatie beïnvloedt de leesattitude. Het model wordt in Figuur 5.9.b weergegeven.

Figuur 5.9.b

Alternatief model voor de leesplezierverminderingshypothese (N=452) 31.84, df= 21, p=.06; Gfi= .985; Agfi= .967; Cfi= .993; * = p < .05

x = 2

Uit de toetsingsresultaten van het model (zie Figuur 5.9.b) kan worden opgemaakt dat de alternatieve model voor de leesplezierverminderingshypothese op statistische gronden niet verworpen wordt. Ook de waarden van de beschrijvende maten zijn goed te noemen. Tevens komt naar voren dat het model beter bij de data past dan het model zoals afgebeeld in Figuur 5.9.a. Bij een gelijk aantal vrijheidsgraden neemt x 2 meer dan 61 punten af. Uit de regressiecoëfficiënten komt naar voren dat het effect van de leesprestaties op de leesattitude relatief groot is. Anders geformuleerd, bijna 18% van de

66


variantie in de leesattitude wordt verklaard door de leesprestaties. Het effect van het TV kijken op de leesattitude is ook significant, maar veel kleiner dan het effect dat van de prestaties uitgaat. Omdat het gepostuleerde model van het alternatieve model van de leesplezierverminderingshypothese beter bij de empirische data past dan het oorspronkelijke model, verwerpen wij de leesplezierverminderingshypothese. De conclusie die wij trekken druisen in tegen de onderzoeksresultaten van Kooistra. Kooistra rapporteert steun voor deze hypothese (zie Kooistra, 1993, p. 92). Echter, Kooistra heeft in het uiteindelijke getoetste model óók paden gepostuleerd van de leesprestaties in onderzoeksjaar 1 en 2 naar de leesattitude in respectievelijk onderzoeksjaar 2 en 3. Deze paden zijn significant positief en lijken te duiden op empirische steun voor het model zoals weergegeven in Figuur 5.9.b. In Bijlage 11 worden de resultaten van Kooistra weergegeven'.

Figuur 5.10.a:

Leesconcentratieverminderingshypothese (N=412) x,2 = 102.80 df= 21, p=.00 Gfi= .951; Agfi= .896; Cfl= .955

9

Ook dit model hebben wij getoetst. Het werd op statistische gronden niet verworpen. Echter, het

pad van de leesconcentratie in leerjaar 8 naar het leesprestaties in dat leerjaar 8 was niet significant (13=.00; standaardfout= .03). Dit betekent dat toetsing van het door Kooistra voorgestelde model tot verwerping van de hypothese leidt.

Modeltoetsingen

67

Leesconcentratieverminderingshypothese

In Figuur 5.10.a worden de resultaten gepresenteerd van de leesconcentratieverminderingshypothese. Uit de resultaten van de modeltoetsing kan worden opgemaakt dat het model op statistische gronden verworpen moet worden, dit in tegenstelling tot het basismodel waarin de mediërende variabele niet is opgenomen (zie Figuur 5.3.a). De slechte passing van het model lijkt dan ook het resultaat te zijn van de gepostuleerde verbanden tussen de mediërende variabele en de variabelen TV kijken en leesprestaties in leerjaar 8. De regressiecoëfficiënten dienen met voorzichtigheid geïnterpreteerd te worden. Indien we de regressiecoëfficiënten interpreteren, stuiten we een probleem: het model wordt op statistische gronden verworpen, hoewel de regressiecoëfficiënten significant zijn. Uit de coëfficiënten komt namelijk naar voren dat het pad van het TV kijken naar de leesconcentratie significant negatief is en het pad van de leesconcentratie naar de leesprestaties significant positief. Uit de modificatie-index kwam naar voren dat de passing van het model sterk zou verbeteren indien het pad van de leesprestaties naar de leesconcentratie zou worden omgedraaid. Anders gezegd: we trekken een pad van de leesprestaties naar de leesconcentratie. Het alternatieve model is weergegeven in Figuur 5.10.b. Uit Figuur 5.10.b komt naar voren dat het model nog op statistische gronden verworpen wordt. Het alternatieve model past wel veel beter bij de empirische data dan het model voor de leesconcentratieverminderingshypothese. Bij een gelijk aantal vrijheidsgraden neemt x 2 namelijk bijna 67 punten af. Op grond van deze resultaten verwerpen we de leesconcentratieverminderingshypothese. Uit de regressiecoëfficiënten van Figuur 5.10.6 komt naar voren dat het pad van de leesprestaties naar de leesconcentratie statistisch significant is. Waarbij we opmerken dat de regressiecoëfficiënt relatief groot is ((3= .43; standaardfout= .06). Anders geformuleerd: ruim 18% van de variantie in de leesconcentratie wordt voorspeld op grond van de leesprestaties. Onze afwijzing van de leesconcentratieverminderingshypothese stemt met Koolstra overeen. We verschillen alleen in de reden voor afwijzing. Koolstra verwerpt het model omdat uit zijn gegevens naar voren komt dat de paden van het TV kijken naar de leesconcentratie niet significant zijn. Dit laatste is echter in onze modellen (zie Figuur 5.10.a en b) wel het geval. Wij verwerpen de hypothese omdat

68


een alternatief model beter bij de data lijkt te passen dan het model voor de leesconcentratieverminderingshypothese.

tv-kijken--) leerjaar 8


Figuur 5.10.b:


Alternatief model voor de leesconcentratieverminderingshypothese (N=412) x 2 = 36.00 df= 21, p= .02 Gfi= .981; Agfi= .959; Cfi= .992

6. SAMENVATTING EN DISCUSSIE

Wat heeft het onderzoek opgeleverd? Wat kunnen we zeggen over de kwaliteit van de vragenlijsten en over de houdbaarheid van de hypothesen over de invloed van het TV kijken op de leesfrequentie en op de leesprestaties? In wel opzicht verschillen de resultaten van het onderhavige onderzoek met de onderzoeksresultaten van Koolstra? Welke factoren zijn voor de verschillen mogelijk verantwoordelijk? En, wat zijn de implicaties van het onderzoek? We zullen de vragen hieronder achtereenvolgens beantwoorden. Kwaliteit van de vragenlijsten

Voor de volledigheid herhalen we de onderzoeksvragen over de kwaliteit van de vragenlijsten: 1.

Wat is de interne consistentie en de test-hertestbetrouwbaarheid van de vragenlijsten voor het meten van mentale inspanning tijdens lezen, de leesattitude en de leesconcentratie?

2.

Wat is de soortgenoot-validiteit van de vragenlijst mentale inspanning tijdens het lezen? Wat is de soortgenoot-validiteit van de leesattitudevragenlijst?

In tegenstelling tot Koolstra hebben wij óók onderzoek verricht naar de interne consistentie en de test-hertest betrouwbaarheid van de vragenlijst voor het meten van de mentale inspanning tijdens het TV kijken. Interne consistentie en test-hertest betrouwbaarheid

Over de interne consistentie en de test-hertest betrouwbaarheid van de vragenlijsten kunnen we kort zijn. Naar voren kwam dat de interne consistentie van de vragenlijsten voor mentale inspanning tijdens lezen en kijken, leesattitude en leesconcentratie goed genoemd kan worden, a is altijd hoger dan .80. Ook de passing van de éénfactorstructuur is goed te noemen: de vragenlijsten lijken steeds één construct te meten. Onze gegevens komen in dit opzicht overeen met die van Kooistra (1993). Ook uit zijn onderzoek komt naar voren dat de interne consistentie van de vragenlijsten goed te noemen is. Maar niet alleen de interne consistentie komt in beide onderzoeken overeen, ook de gemiddelde score op de vragenlijsten. Dit laatste is een aanwijzing dat de steekproeven in beide onderzoeken niet sterk van elkaar verschillen.


70

Ook de test-hertestbetrouwbaarheid van de vragenlijsten is ruim voldoende tot goed te noemen. In een tijdsbestek van drie weken veranderen kinderen niet van mening over hun mentale inspanning tijdens lezen en TV kijken, veranderen niet van houding ten opzichte van lezen en hebben ongeveer dezelfde mening over hun leesconcentratie. Soortgenoot-validiteit

Met betrekking tot de soortgenoot-validiteit kwam naar voren dat de vragenlijst 'mentale inspanning tijdens het lezen' duidelijk iets anders meet dan de leesactiviteitenvragenlijst. Dit betekent dat de moeite die kinderen zeggen te doen als zij boeken of teksten lezen, niet samenhangt met activiteiten die in de leesactiviteitenvragenlijst worden onderscheiden. Kinderen kunnen dus zeggen veel moeite te doen om te begrijpen wat zij lezen, maar deze 'moeite' hangt niet samen met het bekijken van de kopjes of de inhoudsopgave van een boek, het maken van aantekeningen of het vergelijken van het gelezene met eerder gelezen materiaal dat over hetzelfde ging. Activiteiten waarvan men in de literatuur aanneemt dat zij de leesprestaties bevorderen. Daarbij hebben we in het onderhavige onderzoek aanwijzingen gevonden die erop duiden dat de mentale-inspanningsvragenlijsten lezen en kijken invalide zijn; de mentale-inspanningsvragenlijsten meten niet wat ze pretenderen te meten. Een eerste aanwijzing hiervoor is het feit dat de gemiddelde score op de vragenlijst voor mentale inspanning tijdens het TV kijken bijna een standaarddeviatie hoger is dan de gemiddelde score op de mentale-inspanningsvragenlijst lezen. Dit betekent dat kinderen zeggen dat ze mentaal actiever zijn als zij TV kijken dan als zij lezen. Het hogere gemiddelde op de mentale-inspanningsvragenlijst TV kijken druist in tegen onderzoek waarin naar voren is gekomen dat lezen juist méér mentale inspanning vereist dan TV kijken. Een tweede aanwijzing betreffende de invaliditeit van beide vragenlijsten kwam naar voren tijdens de toetsing van de uitgebreide passiviteitshypothese. Het bleek namelijk dat de 'ware' correlatie tussen mentale activiteiten tijdens TV kijken en lezen -.88 is. Dit impliceert dat de actieve kijkers de mentaal luie lezers zijn en dat de mentaal actieve lezers de luie kijkers zijn. Wij vinden deze resultaten verre van plausibel. Het lijkt ons niet waarschijnlijk dat we met twee 'typen' van kinderen van doen hebben. De eerste 'type' doet bijna uitsluitend moeite om televisie programma's te begrijpen, het tweede 'type' doet uitsluitend moeite om schriftelijk infoiniatie te begrijpen. Wij veronderstellen namelijk dat naast het medium, ook bijvoorbeeld

Samenvatting en discussie

71

het onderwerp of de moeilijkheidsgraad van de informatie bepalend is voor de hoeveelheid inspanning die kinderen zich getroosten om informatie te begrijpen. Onafhankelijk van het medium (de televisie of het schrift) zullen kinderen in het algemeen géén moeite doen om informatie te begrijpen over abstracte onderwerpen zoals politiek, economie of filosofie. Hiertegenover staat dat, onafhankelijk van het medium, kinderen wel moeite doen om informatie te begrijpen over onderwerpen zoals dieren, sport of sex. Voor beide informatiebronnen geldt natuurlijk wel dat de informatie op het niveau van de kinderen moet zijn. Daarnaast wordt onze twijfel aan de validiteit van de zelfrapportage instrumenten (mentale inspanning tijdens lezen en TV kijken) gevoed door onderzoek. In de Reading Literacy Study werd aan kinderen in meer dan 27 landen (waaronder Nederland en Finland) gevraagd om in een vragenlijst aan te geven hoe goed zij konden lezen (Elley, 1994, p. 112). Ook werden leesvaardigheidstoetsen bij de kinderen afgenomen. De correlatie tussen de leesprestaties en het zelfbeeld is in Nederland .25 en in Finland .27, dus: in Nederland kan slechts 6% van de variantie in de leesprestaties voorspeld worden uit het zelfbeeld en in Finland 7%. Wij besluiten met de opmerking dat behalve dat het lastig is om het eigen leesvaardigheidsniveau in te schatten, het wellicht nog lastiger is om de mentale activiteiten tijdens lezen en kijken in te schatten. Met betrekking tot de soortgenoot-validiteit van de leesattitudevragenlijst kwam naar voren dat de LAS 2 ongeveer hetzelfde meet als de LAS 1. De 'ware' correlatie tussen beide instrumenten is namelijk .86. Voor instrumenten die beogen precies hetzelfde te meten, is dit niet optimaal maar voor onderzoeksdoeleinden is het wel voldoende. Met andere woorden: indien we aannemen dat met behulp van LAS 1 of LAS 2 een houding ten opzichte van lezen wordt gemeten, zijn beide instrumenten in onderzoek bruikbaar. Maar ook aan deze aanname kan getornd worden. Daarvoor citeren we Aarnoutse en Boland (1993): 'Ten slotte heeft - zoals eerder vermeld een attitude een richtinggevende invloed op het gedrag dat met betrekking tot een bepaald object wordt uitgeoefend. Dit derde kenmerk van een attitude impliceert dat kennis van iemands attitude niet alleen een belangrijk gegeven is om inzicht te krijgen in dit gedrag, maar ook om op grond van deze kennis het gedrag van iemand ten aanzien van een bepaald object vrij nauwkeurig te voorspellen' (p. 3). In andere woorden, indien we de leesattitude van kinderen kennen, dan wordt in het algemeen aangenomen dat we ook iets weten over hun leesgedrag. Explicieter geformuleerd: we nemen in het algemeen aan dat kinderen met een goede leesattitude gemiddeld

72


méér lezen dan kinderen met een slechte leesattitude. In het onderhavige onderzoek hebben we géén aanwijzingen gevonden dat de leesfrequentie samenhangt met de leesattitude. Dit betekent dat kinderen met een goede leesattitude gemiddeld genomen niet vaker lezen dan kinderen met een slechte leesattitude. De leesattitude, zoals gemeten met de LAS 2, zegt dus niet zo veel over het leesgedrag'''. Op grond van bovengenoemde argumenten betwijfelen wij of de LAS 2 daadwerkelijk (alle) componenten die in de literatuur aan het begrip leesattitude worden onderscheiden heeft gemeten (Ajzen & Fishbein, 1977). De leesattitudevragenlijst LAS 2 heeft misschien wel onderdelen van het begrip leesattitude gemeten maar in ieder geval niet de gedragscomponent die óók aan het construct leesattitude wordt onderscheiden, waarbij we opmerken dat juist deze component de interessantste is vanwege zijn voorspellende waarde. Om de laatste opmerking te verduidelijken nemen we een stukje uit Avermaet (1981) over die Corey (1937") citeert: 'Wat baat het een leraar les te geven, indien hij er alleen maar in slaagt de antwoorden van zijn leerlingen op een attitudevragenlijst (lees 'zelfbeschrijvingen') te veranderen wanneer deze antwoorden op geen enkele wijze verband houden met hun gedragingen' (p. 279). Of de zelfrapportagevragenlijst betreffende de leesconcentratie wel een valide meting is van het begrip leesconcentratie hebben we niet kunnen nagaan. Op grond van de resultaten betreffende de andere drie zelfrapportage-instrumenten bestaat hiervoor wel de nodige reserve. Onze terughoudendheid wordt ook gevoed door de antwoordcategorieën behorende bij een aantal vragen van de leesconcentratievragenlijst (helemaal waar; een beetje waar en niet waar) in combinatie met het gegeven dat bijna 15% van de kinderen in leerjaar 8 thuis niet leest (zie Hoofdstuk 4). We geven allereerst drie voorbeelden uit de vragenlijst (zie Bijlage 4) en zullen dan het punt verduidelijken. 1.

Bij mij thuis zeggen ze wel eens: "Als jij leest hoor je niets meer.";

2.

Als ik een boek lees en de TV staat aan, kan ik het niet laten om steeds even te kijken;

Wel bleek dat de goede lezers een significant betere leesattitude hebben dan zwakke lezers, hetgeen ook naar voren is gekomen in het onderzoek van Boland en Mommers (1987). Dit laatste is een aanwijzing dat de leesprestaties van invloed zijn op de leesattitude. 10

Journal of Educational Psychology blz 279.


73

3. Als ik aan het lezen ben en ik moet gaan eten, kan ik niet meteen stoppen. De drie gepresenteerde vragen hebben alle betrekking op het leesgedrag thuis. De kinderen die thuis niet lezen (15%), kunnen deze vragen niet valide hebben beantwoord omdat hun antwoorden geen betrekking hebben op hun leesconcentratie. Als een niet-lezer op de vraag 'Bij mij thuis zeggen ze wel eens': "Als jij leest hoor je niets meer." het antwoord 'niet waar' aankruist dan heeft hij strikt genomen de vraag 'correct' beantwoord. Echter, het antwoord slaat niet op de leesconcentratie van het kind, maar op het feit dat zijn ouders de opmerking nimmer zullen maken omdat het leesgedrag niet voorkomt. De antwoorden van de niet-lezers op deze vragen, geven geen informatie over hun leesconcentratie maar in het gunstigste geval over hun leesgedrag. Het bovenstaande is niet de enige aanwijzing voor de invaliditeit van onderdelen van de leesconcentratievragenlijst. Zo kunnen er ook vraagtekens geplaatst worden bij de inhoud van sommige andere vragen. Een voorbeeld: 'Soms moet ik een regel twee keer lezen voordat die tot me doordringt'. Indien een kind het antwoord 'helemaal waar' aankruist, kan dit betekenen dat het kind ongeconcentreerd leest omdat het kind met zijn aandacht niet bij de tekst was waardoor het kind de zin nog eens moet lezen. Daarentegen kan iemand die heel geconcentreerd leest omdat hij de kern van de tekst tot zich wil nemen, óók een regel herlezen voor die tot hem doordringt. De zin kan bijvoorbeeld veel of nieuwe informatie bevatten, of er kunnen woorden instaan die onbekend zijn. Dat één en hetzelfde antwoord kan slaan op zowel een geconcentreerde als een ongeconcentreerde leeshouding moet opgevat worden als een aanwijzing voor de invaliditeit van de leesconcentratievragenlijst. Kwaliteit van de vragenlijsten samengevat

We vatten de resultaten over de kwaliteit van de vragenlijsten samen: de betrouwbaarheid van de vragenlijsten is goed te noemen, maar omtrent de validiteit van de gemeten constructen bestaat zeer grote onzekerheid. Het is dus niet duidelijk of de beoogde constructen gemeten zijn.

Basis- en verklaringsmodellen Hieronder worden de resultaten van de modeltoetsingen samengevat en besproken. Allereerst komt het basismodel voor de invloed van het TV kijken op de leesfrequentie aan de orde, vervolgens het basismodel voor de invloed van het TV kijken op de leesprestaties en ten slotte komen de verklaringsmodellen aan bod.

74


Basismodellen Uit het onderhavige onderzoek is naar voren gekomen dat het TV kijken een zeer klein effect heeft op de leesgewoonten van kinderen: de frequentie waarmee kinderen naar de TV kijken in leerjaar 5 en 6 voorspelt respectievelijk twee en één procent van de variantie in het leesgedrag een jaar later. Dit betekent dat het leesgedrag in leerjaar 6 en 7 voor respectievelijk 98 en 99% door andere (nog onbekende) variabelen bepaald wordt. Daarbij komt naar voren dat de invloed van het TV kijken in leerjaar 7 op het leesgedrag in leerjaar 8 geheel afwezig is. Het basismodel voor de invloed van het TV kijken op de leesfrequentie wordt in het onderhavige onderzoek dus slechts gedeeltelijk ondersteund. Het basismodel voor de invloed van het TV kijken op de leesprestaties wordt in het onderhavige onderzoek verworpen: de leesprestaties van de leerlingen worden niet negatief beïnvloed door hun kijkgedrag. Zowel kinderen die weinig als die veel kijken, behalen slechte en goede leesprestaties op school. In het onderhavige onderzoek is ook een alternatief model getoetst waarin de invloed van TV kijken binnen leerjaren was gepostuleerd. Ook in dat model werd de negatieve invloed van het TV kijken op de leesprestaties niet gevonden. Verklaringsmodellen voor de invloed van het TV kijken op de leesfrequentie In het onderhavige onderzoek zijn alle verklarende hypothesen verworpen: de leesplezierverminderingshypothese, de passiviteitshypothese en de leesconcentratieverminderingshypothese. We zullen hieronder voor elke hypothese uiteenzetten waarom de hypothese uiteindelijk verworpen is. We beginnen met de leesplezierverminderingshypothese.


TV kijken is plezierig ----> verwachting dat school ook 'plezierig' zal zijn ----> verwachtingen worden gefrustreerd ----> afnemend enthousiasme voor school en aan school gerelateerde activiteiten zoals bijvoorbeeld lezen ----> minder lezen


75

De hypothese veronderstelt dat aangename ervaringen met de televisie bij kinderen de verwachtingen zullen wekken dat het schoolleven net zo amusant zal zijn als het TV kijken. Omdat, volgens de hypothese, school zelden plezierig is, zullen deze verwachtingen worden gefrustreerd, met als resultaat dat kinderen minder enthousiast zijn voor school en aan school gerelateerde activiteiten zoals lezen, hetgeen er toe zal leiden dat kinderen thuis minder boeken lezen. Zoals we in hoofdstuk 2 hebben verwoord, veronderstelt de hypothese impliciet dat alle aangename dingen in het leven ertoe zullen leiden dat kinderen minder gaan lezen (vervang bijvoorbeeld TV kijken door snoepen of voorgelezen worden). Dit uitgangspunt lijkt ons gewoon niet aannemelijk en daarom wijzen wij de hypothese op conceptuele gronden af. Onze conceptuele afwijzing werd ondersteund bij toetsing van het model. In de eerste plaats werd het model op statistische gronden verworpen. Daarbij kwam naar voren dat óók de veronderstelde effecten van de hypothese niet werden aangetroffen. Kinderen met een slechte leesattitude 12 lezen namelijk niet minder dan kinderen met een goede leesattitude. Passiviteitshypothese

TV kijken ---> vereist laag niveau van mentale inspanning tijdens het kijken ---> laag niveau van inspanning in andere domeinen, o.a. lezen ----> minder lezen

De hypothese veronderstelt dat TV kijken kinderen geestelijk lui maakt hetgeen zich verspreid naar andere domeinen waaronder lezen. Omdat lezen meer inspanning vereist dan kijken zullen kinderen het lezen vermijden. Ook deze hypothese komt ons niet aannemelijk voor omdat er allerlei aanwijzingen zijn dat de geestelijke luiheid sinds de invoering van de televisie zich helemaal niet meester heeft gemaakt van de Nederlandse jeugd. Vergelijken we bijvoorbeeld het opleidingsniveau van de huidige televisiegeneratie met generaties

12

De operationalisatie van Kooistra voor een afnemend enthousiasme voor school en aan school gerelateerde activiteiten.

76


van kinderen van voor de intrede van de TV, dan blijkt dat het percentage jongeren dat tegenwoordig hoger onderwijs volgt, vele malen groter is dan dat in het begin van de jaren vijftig. Kinderen zijn dus onder invloed van de televisie niet zo passief geworden als de hypothese veronderstelt. Dat kinderen minder lezen dan vroeger hoeft niet veroorzaakt te zijn doordat zij onder invloed van de televisie mentaal lui zijn geworden. Hiervoor zijn andere plausibele verklaringen voor aan te dragen. Onze conceptuele afwijzing werd ondersteund door de resultaten van de modeltoetsing: hoewel het model uitstekend op de gegevens paste, werden de veronderstelde effecten niet aangetroffen.


TV kijken ----> minder tijd voor reflectie en informatieverwerking ----> afnemend vermogen om zich te kunnen concentreren ----> afnemend vermogen om gedurende langere tijd te lezen ----> minder lezen

De leesconcentratieverminderingshypothese veronderstelt dat het TV kijken kinderen weinig tijd geeft om de informatie te verwerken of om op de informatie te reflecteren (omdat de beelden snel en in een geforceerd tempo worden aangeboden), waardoor de kinderen problemen zullen ervaren om zich te kunnen concentreren. Dit heeft, volgens de hypothese, tot gevolg dat zij minder in staat zijn om een lange tijd achter elkaar te lezen, hetgeen leidt tot minder lezen. Wij achten de leesconcentratieverminderingshypothese niet erg aannemelijk omdat met hetzelfde gemak het tegengestelde zou kunnen worden beweerd: juist omdat TV kijken kinderen weinig tijd geeft om de informatie te verwerken, concen-

treren zij zich extra goed om de televisieprogramma's toch te kunnen volgen waardoor hun concentratievermogen juist toeneemt. Bij de modeltoetsing van de hypothese zijn we op een probleem gestoten: de hypothese werd op statistische gronden verworpen, hoewel de veronderstelde effecten van de hypothese aanwezig waren. Uiteindelijk is de hypothese door ons toch


77

verworpen omdat een plausibel alternatief gepostuleerd model beter bij de data paste dan het model van de hypothese. Verklaringsmodellen voor de invloed van het TV kijken op de leesprestaties

Hieronder worden de resultaten samengevat met betrekking tot de hypothesen over de invloed van het TV kijken op de leesprestaties. Ook deze hypothesen zijn in het onderhavige onderzoek allemaal verworpen (leesplezierverrninderingshypothese, passiviteitshypothese, leesconcentratieverminderingshypothese en de verdringingshypothese).


TV kijken is plezierig ----> verwachting dat school ook 'plezierig' zal zijn ----> verwachtingen worden gefrustreerd ----> afnemend enthousiasme voor school en aan school gerelateerde activiteiten zoals bijvoorbeeld lezen --> minder lezen --> slechter lezen

De hypothese veronderstelt dat aangename ervaringen met de televisie bij kinderen de verwachtingen zullen wekken dat het schoolleven net zo plezierig is als het TV kijken. Omdat school zelden plezierig is, zo wordt aangenomen in de hypothese, zullen deze verwachtingen worden gefrustreerd, met als resultaat dat kinderen minder enthousiast zijn voor school en aan school gerelateerde activiteiten zoals lezen, waardoor kinderen thuis minder boeken gaan lezen waardoor ze slechter gaan lezen. Zoals we reeds eerder hebben opgemerkt, komt de hypothese ons niet aannemelijk voor omdat zij impliciet veronderstelt dat alle aangename dingen in het leven ertoe zullen leiden dat kinderen minder gaan lezen. Dit uitgangspunt lijkt ons niet aannemelijk. Bij de toetsing van de leesplezierverminderingshypothese kwam een probleem naar voren: hoewel het model op statistische gronden werd verworpen, werden de verbanden van de leesplezierverm nderingshypothese wèl aangetoond: kinderen die


78

zeggen van lezen te houden behalen betere prestaties dan kinderen die aangeven niet van lezen te houden. Deze resultaten zijn opmerkelijk te noemen, omdat uit de resultaten van de leesplezierverminderingshypothese over de invloed van het TV kijken op de leesfrequentie naar voren kwam dat de leesattitude géén effect had op de leesfrequentie. Het significante pad van de leesattitude naar de leesprestaties loopt dus niet via de leesfrequentie. Kinderen die aangeven lezen niet leuk te vinden, lezen niet minder, maar behalen wèl slechtere leesprestaties dan kinderen die aangeven

lezen wel leuk te vinden. Deze bevinding druist in tegen de aanname van de leesplezierverminderingshypothese die veronderstelt dat als je lezen niet leuk vindt, je minder gaat lezen waardoor je slechter gaat lezen (zie de conceptuele analyse in het kader). Onze twijfel aan de houdbaarheid van de hypothese werd verder gevoed toen we een alternatief model toetsten. In het alternatieve model werd niet verondersteld dat een goede leesattitude van belang is voor het behalen van goede leesprestaties, maar dat kinderen die goed kunnen lezen, aangeven een goede leeshouding te hebben. Met andere woorden, niet de leesattitude beïnvloedt de leesprestaties, maar de leesprestatie beïnvloedt de leesattitude. Dit model werd op statistische gronden aanvaard en bovendien werden de veronderstelde effecten aangetoond.


TV kijken ----> minder tijd voor reflectie en informatieverwerking ----> afnemend vermogen om zich te kunnen concentreren ----> afnemend vermogen om gedurende langere tijd te lezen ----> slechtere leesprestaties

De leesconcentratieverminderingshypothese veronderstelt dat het TV kijken kinderen weinig tijd geeft om de informatie te verwerken of om op de informatie te reflecteren (omdat de beelden snel en in een geforceerd tempo worden aangeboden), waardoor de kinderen problemen zullen ervaren om zich te kunnen concentreren, wat tot gevolg heeft dat zij minder in staat zijn om een lange tijd achter elkaar te lezen, waardoor de leesontwikkeling belemmerd wordt.


79

Zoals wij eerder hebben verwoord, achten wij de leesconcentratieverminderingshypothese niet erg aannemelijk omdat met hetzelfde gemak het tegenovergestelde beweert kan worden: juist omdat TV kijken kinderen weinig tijd geeft om de infoimatie te verwerken, concentreren zij zich extra goed om de televisieprogramma's toch te kunnen volgen waardoor hun concentratievermogen juist toeneemt. De resultaten van de modeltoetsing waren paradoxaal: hoewel het model op statistische gronden verworpen werd, werden de veronderstelde verbanden wel aangetoond. We hebben het model uiteindelijk verworpen omdat een plausibel alternatief geformuleerd model beter op de data paste dan het model van de hypothese.

Verdringingshypothese

TV kijken ----> geringere tijdsinvestering in andere activiteiten in de vrije tijd waaronder lezen) ----> afname in de leesprestaties

De verdringingshypothese veronderstelt dat TV kijken tijd in beslag neemt die, als er geen televisie was geweest, ondermeer aan lezen zou zijn besteed. Omdat kinderen onder invloed van de televisie minder boeken gaan lezen, wordt de ontwikkeling van de leesvaardigheid vertraagd. Ook de verdringingshypothese werd in het onderhavige onderzoek verworpen. Het model paste uitstekend op de data, maar er werden géén effecten gevonden van de leesfrequentie op de leesprestaties. Kinderen die veel lezen in hun vrije tijd behalen geen betere leesprestaties dan kinderen die niet of nauwelijks thuis in een boek lezen. Samenvatting modeltoetsingen Vatten we de resultaten met betrekking tot de modeltoetsingen samen dan komt naar voren dat uitsluitend het basismodel van Kooistra over de invloed van het TV kijken op de leesfrequentie gedeeltelijk steun heeft gekregen. Het basismodel voor de invloed van het TV kijken op de leesprestaties werd verworpen. De hypothesen over de invloed het TV kijken op de leesfrequentie of de leesprestaties hebben we alle-

80


maal verworpen. Ten eerste kwamen ze ons conceptueel niet aannemelijk voor. Daarbij kwam uit de modeltoetsingen naar voren dat de modellen maar matig de gegevens representeerden èn/of de verwachte verbanden werden niet aangetroffen. Soms zijn we op een probleem gestoten doordat het model op statistisch gronden verworpen werd maar de verwachte verbanden wel aangetoond werden. Was dit laatste het geval dan paste een plausibel alternatief altijd beter bij het databestand dan het model van een van de verklarende hypothese.

Onderzoeksresultaten van Kooistra versus onze bevindingen Vergelijken we de resultaten van Kooistra met onze bevindingen dan zijn er een aantal verschillen te constateren. In de eerste plaats worden de beide basismodellen over de invloed van het TV kijken op de leesfrequentie c.q. leesprestaties door Kooistra niet verworpen. Met betrekking tot de verklarende hypothesen over de invloed van het TV kijken op de leesfrequentie vindt Kooistra gedeeltelijk steun voor de leesplezier- en de leesconcentratieverminderingshypothese. Ook vindt Kooistra gedeeltelijk steun voor een aantal verklarende hypothesen over de invloed van het TV kijken op de leesprestaties, namelijk de verdringingshypothese en de leesplezierverminderingshypothese. We zullen hieronder ingaan op de verschillen in onderzoeksopzet die mogelijk de verschillen in de onderzoeksresultaten verklaren. We bespreken achtereenvolgens verschillen in de gehanteerde werkwijze (het al dan niet zoeken naar steun voor een hypothese), verschillen in instrumentatie (vragenlijsten versus dagboeken voor het meten van de leesen kijkfrequentie) en verschillen in analyse-technieken (géén en wel rekening houden met de hiërarchische structuur van de gegevens). Het al dan niet zoeken naar steun voor de hypothesen

Een belangrijke oorzaak van de verschillen in de onderzoeksresultaten is waarschijnlijk het feit dat Kooistra gericht is geweest op het zoeken naar steun voor de hypothesen en het onderhavige onderzoek daar niet op gericht is geweest. Kooistra verwoordt het aldus: 'The Langrange Multiplier Test (Bentler, 1989) indicated whether adding new paths to the theoretical model would lead to a significant improvement of the fit of the model. If the new path is to be added, it should neither contradict the specific theory on which the model is based nor violate any of the common principles of causal modeling (Kooistra, 1993, p. 67; vet Otter). Dit betekent dat Kooistra uitsluitend modificaties van de verklarende modellen heeft


81

toegestaan die niet tegenstrijdig waren aan de veronderstelde verbanden van de hypothese. Zo heeft Kooistra - in het uiteindelijk getoetste model van de leesplezierverminderingshypothese- ook paden gepostuleerd die niet door de hypothese worden verondersteld (indirecte paden van de leesprestaties naar de leesattitude; zie Bijlage 11). Deze paden zijn statistisch significant en de regressiecoëfficiënten zijn zelfs groter dan de effecten die de hypothese veronderstelt! Uit deze significante paden valt af te leiden dat een model met uitsluitend directe paden van de leesprestaties naar de leesattitude zeer plausibel zou zijn geweest. Kooistra had dit model kunnen toetsen en op basis van evaluatie van de passingsmaten zijn voorkeur kunnen uitspreken voor een van beide modellen. Kooistra hanteert deze werkwijze echter niet, omdat het alternatieve model indruist tegen de verbanden die de hypothese veronderstelt13. In het onderhavige onderzoek zijn wij niet op confirmatie van hypothesen uit geweest. Onze werkwijze is als volgt geweest. In de eerste plaats hebben wij de modellen van Kooistra getoetst. Op basis van de modificatie-indices hebben wij alternatieve modellen gepostuleerd en op de data gepast. Aan het model dat het beste de data representeert, is uiteindelijk de voorkeur gegeven, ook toen bleek dat hierdoor alle verklarende hypothesen werden verworpen. Bij nul vrijheidsgraden verschil nam x2 40 tot 86 punten af, hetgeen een gerichte aanduiding is dat de alternatief gepostuleerde modellen plausibeler zijn dan de modellen van de verklarende hypothesen. Onze werkwijze lijkt als nadeel te hebben dat we weer met lege handen staan indien we een verklaring willen geven voor de invloed van het TV kijken op de leesfrequentie of de leesprestaties. In de eerste plaats merken we op dat uit het onderhavige onderzoek is gebleken dat de invloed van het TV kijken op de leesfrequentie marginaal is en op de leesprestaties afwezig. Daarbij denken wij dat het handhaven van de hypothesen weinig vruchtbaar is omdat zij niet plausibel zijn, niet door de data bevestigd worden, of het afleggen tegen alternatieve representaties van de werkelijkheid. Wij denken dat het handhaven van dit soort hypothesen de zoektocht belemmert naar de factoren die wèl van invloed zijn op de ontwikkeling

13

Echter, het postuleren van verbanden die niet door de hypothesen verondersteld worden, had er moeten leiden dat Kooistra de oorspronkelijke hypothese zou hebben geherformuleerd. De steun voor de leesplezier- en leesconcentratieverminderingshypothese die Kooistra rapporteert, betreffen dus niet de oorspronkelijke hypothesen.

82


van de leesgewoonten of de leesprestaties. Daarbij heeft onze werkwijze het voordeel dat er nieuwe ideeën naar voren kunnen komen die leiden tot nieuw, nader en beter gericht onderzoek. Of zoals De Groot (1972) het formuleert '... het werk gaat voort, de spiraal draait verder' (p. 170). We zullen hieronder twee voorbeelden geven van ideeën die het onderhavige onderzoek heeft opgeleverd. Voor het eerste basismodel van Kooistra voor de invloed van het TV kijken op de leesfrequentie hebben wij een alternatief gepostuleerd model getoetst waarin niet van uitgestelde effecten van het TV kijken op de leesfrequentie werd uitgegaan (van jaar X op jaar X+1) maar van effecten binnen leerjaren. Wij dachten bij aanvang van het onderzoek dat TV kijken en lezen elkaars directe concurrenten in tijdsbesteding zouden zijn. Bij vergelijking van de passingsmaten van het model van Kooistra en het alternatief gepostuleerde model hebben wij uiteindelijk onze voorkeur uitgesproken voor het model van Kooistra. Het is echter onbevredigend dat er geen goed onderbouwde verklaring is waarom het TV kijken wèl op termijn en niet binnen leerjaren het lezen in de weg zit. We kunnen slechts ideeën presenteren. Dat lezen en TV kijken elkaars directe concurrenten niet zijn, komt volgens ons omdat de activiteiten elkaar in tijdsbesteding niet in de weg zitten. In tegenstelling tot TV kijken kunnen kinderen nog niet voor uren achter elkaar lezen (ook op school niet). Zelfs de 20% kinderen die in groep 6 relatief gezien het meeste lezen doen dit gemiddeld niet langer dan twee uur per week (17 minuten per dag) Met andere woorden, kinderen kunnen in principe altijd de tijd wel vinden om een kwartiertje of een half uurtje te lezen, bijvoorbeeld net voor het slapen gaan. Dat de mate waarin kinderen naar de TV kijken in leerjaar 5 en 6 wel enige invloed heeft op het leesgedrag in respectievelijk leerjaar 6 en 7 heeft volgens ons te maken met verschillen in ontwikkelingssnelheid van de leesen kijkgewoonten. De macht der gewoonte om naar de televisie te kijken kan zich eerder ontwikkelen dan de gewoonte om zelfstandig in boeken te lezen. Op het moment dat de leesgewoonten van kinderen gevormd zou moeten worden (in leerjaar 3 tot en met 6), is de kijkgewoonten al dieper ingeslepen waardoor deze de ontwikkeling van de leesgewoonten (enigszins) in de weg zit. Het toetsen van de alternatieve modellen heeft ook ideeën gegenereerd over mogelijke relatie tussen het leesgedrag of de leesprestaties en bijvoorbeeld de leesattitude. Bij het alternatief geformuleerde model omtrent de invloed van het TV kijken op de leesprestaties kwam naar voren dat niet de leesattitude de leesprestatie lijkt te beïnvloeden maar dat de leesprestatie de leesattitude beïnvloedt. Deze bevindingen zijn óók naar voren gekomen in het


83

onderzoek van Boland en Mommers (1987) naar de ontwikkeling van de leesattitude. Het betekent dat een goede leesattitude niet van invloed is voor het behalen van goede leesprestaties maar dat goede leesprestaties wèl van belang zijn voor het hebben van een goede leesattitude". Iets explicieter geformuleerd: als we willen dat kinderen van lezen houden moeten we de kinderen vooral goed Ieren lezen. Vragenlijsten versus dagboeken voor het meten van de leesen kijkfrequentie Een tweede verschilpunt tussen het onderzoek van Kooistra en het onderhavige is dat Kooistra de leesen kijkfrequentie met vragenlijsten heeft gemeten en in het onderhavige onderzoek gemeten is met behulp van dagboekjes; in leerjaar 5, 6, 7 en 8 gedurende respectievelijk acht, twaalf, zes en tien over het schooljaar gespreide weken. Uit onderzoek van Otter (1993a, 1993b, 1995) naar de kwaliteit van de vragenlijstmethode voor het meten van gedrag van kinderen (met name de leesen kijkfrequentie) kan worden opgemaakt dat aan de kwaliteit van deze methode ernstig getwijfeld kan worden. Otter (1993) wordt in haar kritiek op de vragenlijstmethode voor het meten van de leesen kijkfrequentie gesteund door in de literatuur voorkomende theoretische modellen omtrent het vraag- en antwoordproces (Cannel, Miller & Oksenberg, 1981; Graesser & Murachver, 1985; Tourangea & Rasinski, 1989). Volgens de cognitief-theoretische modellen moeten ambigue vragen en antwoordcategorieën zoveel mogelijk vermeden worden omdat zij een negatieve invloed hebben op de validiteit van de antwoorden. We geven een voorbeeld van een vraag waarin de antwoordcategorieën ambigu zijn. De vraag is afkomstig uit de vragenlijst die Koolstra heeft gebruikt voor het meten van de leesfrequentie: 'Als het slecht weer is, lees je dan vaak, soms of nooit in een boek? De antwoordcategorieën 'vaak' en 'soms' zijn ambigu omdat zij, waarschijnlijk onder invloed van het geslacht van de respondent, het milieu of de sociale context worden 'geïnterpreteerd' (zie ook Schuman & Presser, 1977, 1981; Groves & Kahn 1979; Presser & Schuman, 1980; Miller, 1984; Bradburn & Sudman, 1979; Elley, 1994). Met andere woorden: kinderen zullen op de vraag of zij 'vaak' of 'soms' lezen, hun leesgedrag vergelijken met het leesgedrag van hun sociale omgeving, hun sekse- of leeftijdsgenoten, of leden van hun ouderlijk huis. Omdat de sociale en

14 Dit laatste impliceert natuurlijk niet dat er geen zwakke lezers zijn die zeggen van lezen te houden. Het betekent wèl dat gemiddeld genomen goede lezers een betere leesattitude hebben dan zwakke lezers.

84


culturele omgeving van kinderen wisselt, zal ook hun referentiekader wisselen en dus hun interpretatie van de woorden 'vaak' en 'soms'. Dit kan tot gevolg hebben dat kinderen met hetzelfde leesgedrag, hun leesgedrag anders beoordelen. De vragenlijst voor het meten van de leesfrequentie bevat in totaal negen vragen. Zes van de negen vragen bevatten ambigu antwoordcategorieën als 'vaak' en 'soms'. De vragen in de dagboekjes waren niet ambigu. Aan de kinderen is gedurende in totaal 36 weken, dagelijks gevraagd, of zij de dag ervoor in een leesboek hadden gelezen (met als mogelijke antwoorden: ja/nee). Zo ja, dan moesten zij ook de titel van het boek invullen en de naam van de auteur. Op grond van bovenstaande denken wij dat de kwaliteit van de metingen van de leesfrequentie met behulp van dagboekjes beter is geweest dan die met behulp van de vragenlijst uit het onderzoek van Kooistra. De verschillen in onderzoeksresultaten zijn hier mogelijk deels aan toe te schrijven. Verschillen in het databestand Ten slotte wordt gewezen op nog een discrepantie tussen de onderzoeken die mogelijk de verschillen in onderzoeksresultaten kan verklaren. Wij hebben, in tegenstelling tot Kooistra, rekening gehouden met de hiërarchische structuur van de gegevens. Omdat de eenheid van steekproeftrekking niet de leerling maar de klas is geweest, hebben wij de variantie op klasniveau voorafgaande aan de modeltoetsingen uitgepartialiseerd. Het voordeel hiervan is natuurlijk dat de modelschattingen op individueel niveau volledig zuiver zijn. Wij denken echter dat dit geschilpunt niet van invloed is geweest op het feit dat wij uitsluitend gedeeltelijke steun verlenen aan het basismodel voor de invloed van het TV kijken op de leesfrequentie en verder alle modellen verworpen hebben. In het onderhavige onderzoek zijn de verklaringsmodellen namelijk niet altijd verworpen omdat de effecten niet werden aangetoond, maar ook omdat de modellen veelal op statistische gronden verworpen werden en/of omdat alternatief gepostuleerde modellen beter op de data pasten. Zelfs is het zo dat, in tegenstelling tot het onderzoek van Kooistra, enige steun werd gevonden voor de leesconcentratieverminderingshypothese. Toch is deze hypothese uiteindelijk verworpen omdat een alternatief geformuleerd model beter op de data paste.


85

Implicaties van het onderzoek In de eerste plaats kwam uit het onderzoek naar voren dat de kwaliteit van de vragenlijsten voor het meten van het meten van mentale inspanning tijdens TV kijken en lezen, de leesconcentratie en de leesattitude zeer twijfelachtig is. Hoewel de betrouwbaarheidsgegevens (interne consistentie of test-hertestbetrouwbaarheid) van de genoemde meetinstrumenten goed te noemen is, moet aan de validiteit van de instrumenten ernstig getwijfeld worden. Met andere woorden, de instrumenten meten heel betrouwbaar, zonder dat duidelijk is wat er nu precies mee gemeten wordt. Het onderhavige onderzoek lijkt duidelijk te suggereren dat in toekomstig onderzoek naar de relaties tussen de leesprestaties en het mediagedrag, een centrale plaats moet worden ingeruimd voor het onderzoek naar de validiteit van het onderzoeksinstrumentarium. Uit dit onderzoek is verder naar voren gekomen dat leerlingen in de loop der jaren steeds minder gaan lezen. Leerlingen in groep 5 van het basisonderwijs lezen gemiddeld ruim drie keer per week, in groep 8 nog maar één keer per week. Hierbij moet men echter bedenken dat één op de vijf leerlingen dan al helemaal niet meer thuis leest (zie verder Otter in voorbereiding). Uit het onderhavige onderzoek is naar voren gekomen dat de vermindering van het leesgedrag (in leerjaar 6 en 7) voor slechts voor een zeer klein gedeelte veroorzaakt wordt door de frequentie waarmee kinderen TV kijken. Er zijn dus naast TV kijken andere, nog onbekende factoren die verklaren waarom de gewoonte om te lezen, die bij leerlingen van groep 5 nog enigszins aanwezig is, drie jaar later sterk verminderd is. We weten nog maar heel weinig over factoren die de ontwikkeling van goede leesgewoonten in de weg staan. Omdat het leesgedrag in het onderhavige onderzoek pas vanaf groep 5 is gemeten, weten we bijvoorbeeld niet of het leesgedrag in deze leeftijdsgroep op zijn top was, of hier al afneemt. Het lijkt erop - nu de invloed van het TV kijken op het leesgedrag beperkt blijkt te zijn - dat wij met lege handen staan. Onderzoek naar de leesontwikkeling moet daarom op zoek gaan naar andere, nog onbekende factoren die het lezen positief of negatief beïnvloeden. De resultaten van dit onderzoek kunnen worden aangewend om het proces van ontlezing staande te brengen en eventueel zelfs om te keren. Wij pleiten daarom voor een literatuuronderzoek dat gericht is op het verwerven van inzicht in de factoren die de leesontwikkeling in de vrije tijd bevorderen of belemmeren. Omdat op dit terrein nog maar weinig empirisch onderzoek is verricht, is het zeer wel mogelijk dat veel in de literatuur genoemde factoren niet daadwerke-

86


lijk van invloed zijn, maar dit eenvoudig wordt aangenomen of verondersteld. Daarom pleiten wij ervoor dat de in de literatuur genoemde factoren zeer kritisch worden geëvalueerd aan de hand van theorieën over gewoontevorming in andere onderzoeksparadigma's. Daarbij zijn wij er een groot voorstander van dat de factoren ook worden geëvalueerd door een breed panel van terzake doende deskundigen, waaronder onderzoekers, het bibliotheekwezen (NBLC) en bijvoorbeeld de Stichting Lezen. Vervolgens zou de houdbaarheid van de factoren onderzocht moeten worden in een aantal focusgroepen. Factoren die na bovengenoemde 'toetsingen' nog steeds als essentieel worden gekenschetst voor een positieve ontwikkeling van het leesgedrag zouden kunnen worden gemanipuleerd in (kleinschalig) experimenteel onderzoek waardoor inzicht wordt verworven in de effecten van deze factoren. In dit experimentele onderzoek moet uiteraard een belangrijke rol worden toebedeeld aan de validiteit van het (meet)instrumentarium.

LITERATUUR Aarnoutse C. J. A. & Boland Th. (1993). Schalen voor het meten van de Leesattitude en Leespreferentie bestemd voor de hoogste groep van het basisonderwijs. Nijmegen: Berkhout B.V. Ajzen I. & Fischbein (1977). Attitude-Behavior Relations: A theoretical analysis and review of empirical research. Psychological Bulletin, Vol. 84, No. 5, 888-918. Avermaet, E. (1981). Attitudes. In .C.J. Duyker & P.A. Vroon. Codex psychologicus, 417-428. Amsterdam: Wlsevier, 1981. Beentjes, J.W.J. & Voort, T.H.A. van der (1988). Television impact on children's reading skins: A review of research. Reading Research Quarterly, 23, 389-413. Beentjes, J.W.J. & Voort, T.H.A. van der (1989). Television and young people's reading behavior: A review of research. European Journal of Communication, 4, 51-77. Bender, P.M. (1989). EQS structural equations program manual. Los Angeles: BMDP Statistical Software. Bisschop, P., Aarnoutse, C.A.J. & Feenstra, H. (1985). Leesattitudeschalen: verantwoording en handleiding. Nijmegen: Berkhout. Boland, Th. & Mommers, M.J.C. (1987). De relatie tussen leesprestaties en leesattitude in longitudinaal perspectief. Katholieke Universiteit Nijmegen. Bollen (1987) Sructural equations with latent variables. New York: John Wiley & sons. Boomsma, A. (1983). The robustness of LISREL against small sample sizes in factor analysis models. Amsterdam, Sociometric Research Foundation. Bradburn, N.M. & Sudman, S. (1979). Improving interview method and questionnaire design. San Francisco: Jossey-Bass.

88


Cannel, Ch.F., Miller, P.V. & Oksenberg, L. (1981). Research on interviewing techniques. In S. Leinhart (Ed.), Sociological Methodology (389-437). San Francisco: Jossey-Bass. Cohen, J. (1977). Statistical Power analysis for the behavioral sciences. Londen: Academie Press. Cook, T.D. & Campbell, D.T. (1979). Quasi-experimentation. Design & analysis issues for field settings. Boston: Houghton Mifflin Company. Elley, W.B. (1992). How in the world do students read? Hamburg: IEA. Elley, W.B. (1994). The IEA study of reading literacy: Achievement and instruction in thirty-two school systems. Estes, T.H. (1971). A scale to measure attitudes toward reading. Journal of Reading, 15, 135-138. Estes, T.H. & Johnstone, J.P. (1974). Assessing attitudes toward reading: a validity study. In P.L. Nacke (ed.) Interaction: research and practice for college adult reading (pp. 219-223). Clemson, South-Carolina: Twenty-third yearbook of the National Reading conference. Fleishman, I. & Benson, J. (1987). Using LISREL to evaluate measurement models and scaling reliability. Educational and psychological measurement, 47, 925-939. Glopper, K. de & Otter, M.E. (1993). Nederlandse leesprestaties in internationaal perspectief. Amsterdam: SCO-Kohnstamm Instituut van de Universiteit van Amsterdam. Graesser, A.C. & Murachver, T. (1985). Symbolic procedures of question answering. In: A.C. Graesser & J.B. Black (Eds.), The Psychology of Questions. Hillsdale: Lawrence Erlbaum. Groot, de (1972). Methodologie. Grondslagen van onderzoek en denken in de gedragswetenschappen. Den Haag: Mouton & Co.

Literatuur

89

Groves, R.M. & Kahn, R.L. (1979). Surveys by telephone. New York: Academie Press. Hagglund, G. (1982). Factor analysis by instrumental variables methods. Psychometrica, 47 209-222. ,

Hox, J. (1995) Applied multilevel analysis. (?) Jdreskog, K.G. (1970). Estimation and testing of simplex models. Britisch Journal of Mathematical and Statistical Psychologie, 23, 121-145. Jdreskog, K.G. & Sdrbom, D. (1988). LISREL 7: A guide to the program and applications. Chicago: SPSS, Inc. Jdreskog, K.G. & Sdrbom, D. (1993). LISREL 8: Structural equation modeling with the simplis command language. New York: Hillsdale. Kooistra, C.M. (1993). Television and children's reading. A three-year panel study. Leiden: Centre for child and media studies. Miller, P.V. (1984). Alternative question forms for attitude scale questions in telephone interviews. Public Opinion Quarterly, 48 (4), 766-768. Muthén, B. (1989). Latent variable modeling in heterogenous populations. Presidential address to the psychometrie society, July 1989. Psychometrica, 54, 557-585. Muthén, B. (1990). Mean and covariance structure analysis of hierarchical data. Paper presented at the psychometrie society meeting in Princeton, NJ, June 1990. UCLA Statistics Series # 62. Accepted for publication in Journal of Educational Statistics. Otter, M.E. (1993). Leesvaardigheid, leesonderwijs en buitenschools lezen: instrumentatie en effecten. Amsterdam: SCO-Kohnstamm Instituut van de Universiteit van Amsterdam. Otter, M.E. (1995a). Buitenschools lezen effectief voor schoolse leesvaardigheid? Een vierjarig longitudinaal onderzoek in het BO. Amsterdam: SCO-Kohnstamm Instituut (te verschijnen half augustus 1995).

90


Otter, ME., Mellenbergh, G.H. & Glopper, K. de (1995b). The relation bctween information processing variables and test-retest stability for questionnaire items.

Journal of Educational Measurement, 32, 2, (paginanummers nog onbekend). Otter, M.E. Het leesen kijkgedrag van basisschoolleerlingen in groep 5 t/m 8. Amsterdam: SCO-Kohnstamm Instituut van de Universiteit van Amsterdam (te verschijnen eind 1995). Pearson, P.D., & Fielding, L. (1991). Comlprehension instruction. In R. Barr, M.L. Kamil, P. Mosenthal & P.E. Pearson (Eds.), Handbook of Reading Research. Volume II (pp. 815-860). New York: Longman. Postman, N. (1982). The disappearance of childhood. New York: Nell Publishing. Postman, N. (1983). Engaging students in the great conversation. Phi Delta Kappan, 64, 310-316. Presser, S. & Schuman, H. (1980). The measure of a middle position in attitude surveys.

Public Opinion Quarterly, 44, 77-85. Salomon, G. (1984). Television is 'easy' and print is 'tough': The differential investment of mental effort in learning as a function of perceptions and attributions.

Journal of Educational Psychology, 76, 647-658. Schuman, H. & Presser, S. (1977). Question wording as an independent variable in survey analysis. Sociological Methods and Research, 6, 151-170. Schuman, H. & Presser, S. (1981). Questions and answers in attitude surveys. New York: Academie Press. Tourangeau, R. & Rasinski, K.A. (1988). Cognitive processes underlying context effect in attitude measurement. Psychological Bulletin, 103, 299-314. Winn, M. (1985). The plug-in drug: Television, children and the family. New York: Viking.

BIJLAGEN Vragenlijst mentale inspanning het lezen 1 2 Vragenlijst mentale inspanning TV kijken

3

Leesconcentratievragenlij st

Leesactiviteitenvragenlij st 4 5 Test-hertestbetrouwbaarheid (ULS-schattingsprocedure) Soortgenoot-validiteit (ULS-schattingsprocedure) 6 7 Quasi-simplex structuur (ULS-schattingsprocedure) Grafische representatie van het basismodel 8 Resultaten van Kooistra's leesplezierverminderingshypothese 9 10 Resultaten van Kooistra's leesconcentratieverminderingshypothese 11 Resultaten van Kooistra's leesplezierverminderingshypothese

92


Bijlage 1

Vragenlijst mentale inspanning lezen (Antwoordcategorieën: veel moeite; een beetje moeite; een heel klein moeite; helemaal geen moeite)

2 15 . Hoeveel moeite doe jij om een boek waarin kinderen avonturen beleven te begrijpen? 3. Hoeveel moeite doe jij om het nieuws in de krant te begrijpen? 6.

Hoeveel moeite doe jij om een tijdschrift over "van alles en nog wat" op TV te begrijpen?

7.

Hoeveel moeite doe jij om een boek over de belevenissen van een familie te begrijpen?

10. Hoeveel moeite doe jij om een boek over sport te begrijpen? 11. Hoeveel moeite doe jij om een schoolboek te begrijpen? 14. Hoeveel moeite doe jij om een boek waarin dingen over de natuur worden uitgelegd te begrijpen? 15. Hoeveel moeite doe jij om een boek waarin uitgelegd wordt hoe mensen in verre landen leven te begrijpen? 18. Hoeveel moeite doe jij om een tijdschrift over bekende artiesten, zoals popmuzikanten en filmsterren te begrijpen? 19. Hoeveel moeite doe jij om een detective-boek waarin misdaden worden opgelost te begrijpen? 22. Hoeveel moeite doe jij om een boek met allerlei grappen te begrijpen? 23. Hoeveel moeite doe jij om een boek waarin grote mensen avonturen beleven te begrijpen? 26. Hoeveel moeite doe jij om een stripboek te begrijpen? 27. Hoeveel moeite doe jij om een boek over dingen die vroeger gebeurd zijn te begrijpen? 30. Hoeveel moeite doe jij om een sprookjesboek te begrijpen? 31. Hoeveel moeite doe jij om een boek waarin uitgelegd wordt hoe je kunt knutselen te begrijpen? 32. Hoeveel moeite doe jij om een boek over avonturen in de ruimte te begrijpen?

15 De mentale-inspanningsvragenlijst boeken en tv-kijken (zie Bijlage 2) zijn als één instrument afgenomen. De nummers van de vragen verwijzen naar hun positie in deze vragenlijst.

Bijlagen Bijlage 2

93 Vragenlijst mentale inspanning TV kijken (Antwoordcategorieën: veel moeite; een beetje moeite; een heel klein moeite; helemaal geen moeite)

I. Hoeveel moeite doe jij om een TV-film waarin kinderen avonturen beleven te begrijpen? 4.

Hoeveel moeite doe jij om het nieuws op TV te begrijpen?

5.

Hoeveel moeite doe jij om een praatprogramma over "van alles en nog wat" op TV te begrijpen?

8.

Hoeveel moeite doe jij om een TV-film over de belevenissen van een familie te begrijpen?

9.

Hoeveel moeite doe jij om een sportprogramma op de Tv te begrijpen?

12. Hoeveel moeite doe jij om een schooltelevisie programma te begrijpen? 13. Hoeveel moeite doe jij om een TV-programma waarin dingen over de natuur worden uitgelegd te begrijpen? 16. Hoeveel moeite doe jij om een TV-programma waarin uitgelegd wordt hoe mensen in verre landen leven te begrijpen? 17.

Hoeveel moeite doe jij om een TV-programma over bekende artiesten, zoals popmuzikanten en filmsterren te begrijpen?

20. Hoeveel moeite doe jij om een detective-film waarin misdaden worden opgelost te begrijpen? 22. Hoeveel moeite doe jij om een TV-programma met allerlei grappen te begrijpen? 24.

Hoeveel moeite doe jij om een TV-film waarin grote mensen avonturen beleven te begrijpen?

25.

Hoeveel moeite doe jij om een tekenfilm te begrijpen?

28.

Hoeveel moeite doe jij om een TV-programma over dingen die vroeger gebeurd zijn te begrijpen?

29.

Hoeveel moeite doe jij om een sprookje op de Tv te begrijpen?

32.

Hoeveel moeite doe jij om een TV-programma te begrijpen waarin uitgelegd wordt hoe je kunt knutselen te begrijpen?

33.

Hoeveel moeite doe jij om een TV-film over avonturen in de ruimte te begrijpen?

94


Bijlage 3

1. 2.

Leesconcentratievragenlijst (Antwoordcategorieën: helemaal waar; een beetje waar; niet waar)

Als een boek vreselijk leuk is, kan ik er uren in lezen. Als ik tijdens het lezen gestoord wordt, weet ik daarna meteen weer op welke regel ik moet beginnen.

3.

Als ik een boek lees, wordt ik gauw afgeleid door dingen die om mij heen gebeuren.

4.

Bij mij thuis zeggen ze wel eens: "Als jij leest hoor je niets meer."

5.

Als ik een boek lees heb ik moeite mijn hoofd erbij te houden.

6.

Als ik lees vliegt de tijd voorbij.

7.

Als ik een boek lees, kan ik dat meestal niet lang achter elkaar volhouden.

8.

Als ik lees, komt het wel eens voor dat ik iets wat ik daarvoor gelezen heb, opeens vergeten ben.

9.

Ik kan gemakkelijk een lange tijd mijn aandacht bij het lezen houden.

10.

Bij een nieuw boek zit er na een paar bladzijden lezen helemaal in.

11.

Als ik lees en er wordt gepraat op de radio, dan heb ik daar last van.

12.

Als ik een kwartiertje heb gelezen, moet ik iets anders doen.

13.

Als ik lees, vergeet ik alles om mij heen.

14. Als ik een boek lees, sla ik saaie stukken over. 15.

Onder het lezen denk ik vaak aan dingen die niets met het boek te maken hebben.

16. Als onder het lezen iemand iets tegen mij zegt, dringt dat niet tot mij door. 17. Als ik een paar minuten stop met lezen, heb ik moeite om daarna weer helemaal in het verhaal te komen. 18.

Het gebeurt wel eens dat ik onder het lezen niet meer weet op welke regel ik gebleven ben.

19.

Als ik een boek lees, kan ik het verhaal van begin tot eind goed volgen.

20.

Tijdens het lezen let ik goed op wat iedereen zegt en doet in het verhaal.

21.

Als ik aan het lezen ben en ik moet gaan eten, kan ik niet meteen stoppen.

22.

Soms moet ik een regen twee keer lezen voordat die tot me doordringt.

23.

Ook al zit iedereen om mij heen hardop te praten, kan ik nog mijn aandacht bij het lezen houden.

24. Als ik enige tijd gelezen heb, voel ik me moe. 25. Soms als ik zit te lezen, dringt het helemaal niet tot mij door wat ik heb gelezen.

Bijlagen

95

26.

Steeds maar stil zitten kost me veel moeite.

27.

Als ik een boek lees en de TV staat aan, kan ik het niet laten om steeds even te kijken.

28. Het lukt me alleen om mijn aandacht bij het lezen te houden als het helemaal stil is om mij heen.

Bijlage 4

Leesactiviteitenvragenlijst (Antwoordcategorieën: nooit; af en toe; vrij vaak; meestal).

Voordat ik begin met lezen dan .... 1.

bekijk ik de titel, plaatjes en kopjes, om te zien waar het verhaal over gaat.

2.

denk na over wat ik al van het onderwerp weet.

3.

denk ik aan wat ik al over het onderwerp gelezen heb.

4.

probeer ik te bedenken wat er gaat gebeuren of wat ik er van zou kunnen leren.

5.

praat ik er met iemand over.

Terwijl ik iets voor de eerste keer lees dan .... 6.

stel ik me voor hoe dingen die in het verhaal voorkomen er uitzien.

7.

maak ik aantekeningen.

8.

stop ik met lezen en denk na over wat ik zojuist gelezen heb. blader ik terug.

9.

10. probeer ik te raden wat er verder zal gebeuren.

Als ik klaar ben met lezen dan .... 11. blader ik terug. 12. maak ik aantekeningen. 13. vergelijk ik wat ik gelezen heb met wat ik heb meegemaakt. 14. denk ik na over dingen die ik gelezen heb, die over dezelfde dingen gaan. 15.

krijg ik ideeën over wat ik verder zou kunnen lezen of onderzoeken.

16.

praat ik er met iemand over.

17. schrijf ik zelf iets over het onderwerp.

96


Bijlage 5

Test-hertestbetrouwbaarheid (ULS-schattingsprocedure): Passing van de gepostuleerde modellen (f/df, Gfi en Agfi) en de 'ware' correlatie (p) als indicator van de stabiliteit van de gemeten constructen

Construct

?e/df

Gfi

Agfi

p

Mentale inspanning TV kijken

738/510=1.4

.993

.992

.85

Mentale inspanning lezen

1041/510=2.0

.984

.982

.84

Leesactiviteiten

709/510=1.4

.953

.946

.74

Leesattitude LAS 1

45/336=0.1

.980

.976

.92

Leesattitude LAS 2

2107/510=4.1

.985

.983

.90

Leesconcentratie

1510/1248=1.2

.932

.925

.93

Het aantal respondenten varieert door ontbrekende waarnemingen 545 < N < 598

Bijlagen Bijlage 6

97 Soortgenoot-validiteit (ULS-schattingsprocedure): Beschrijving en passing van de gepostuleerde modellen (x 2/ Df, Gfi en Agfi) en de 'ware' correlatie (p) als indicator van de construct-validiteit

Construct (operationalisatie)

x2/Df

Gfi

Agfi

P

Leesattitude (Las 2/ Las 1) V1

628/463=1.5

.985

.983

.87

V2

969/463=2.1

.983

.981

.87

V1

751/526=1.4

.972

.968

.19

V2

870/526=1.7

.973

.969

.21

Actief lezen (Mentale inspanning/ Leesactiviteiten)

Het aantal respondenten varieert door ontbrekende waarnemingen 602 < N < 615


98 Bijlage 7

Quasi-simplex (ULS-schattingsprocedure): Beschrijving en passing van het simplex model en het quasi-simplex model op de leesprestatiescores en de gemiddelde tv-en lees-frequentiegegevens (respectievelijk tv-freq en boek-freq).

Leesprestaties

tv-freq

boek-freq

Quasi-simplex model

2273.69 3

X2 df p

1

1

.00

.00

.11

1.00

1.00

1.00

1.00

1.00

1.00

1.00

afgi

2.55

1.00 .999

gfi

9.01

cfi

N

485

551

550

Bijlagen

Bijlage 8

99 Grafische representatie van het basismodel

kijkfrequentie

kijkfrequentie

leerjaar 7

leerjaar 8

100

Bijlage 9



Figure 5.3 Television and Book Reading: improved Explanatory Model Based on the ReadingDepreciation Hypothesis (N = 828) Note. Exptained variante in book reading frequeney in Year 3 was 56%; for test halve: ware constrained to be egaal within
308.2J97; CFI = .980; * = p < .05; residuals

Bijlagen

Bijlage 10

101 Resultaten van Kooistra's leesconcentratieverrninderingshypothese

Television and Book Reading: improved Expianatory Model Based on the Concentration-Deterioration Hypothesis

(N = 828)

Nare. Explained variante in book reading frequency in Year 3 was 51%; x'/d.f. = 282.6/96; CFI .982; * = for test hatves were constrained to be equal within each year.

p < .05; residuals

102

Bijlage 11

711 kijken en de leesprestaties Resultaten van Kooistra's leesplezierverminderingshypothese

Figure 6.4 Television and Reading Comprehension: Improved Explanatory Model Based on the Reading-Depreciation Hypothesis (N = 828) Nate. Explained variante in reading cornprehension in Year 3 was 6496: zJd.f. = 206.6198; CFI = .989; * = p < .05: residuabi for test takes ware constrained to De aqual within inch yr.

TV KIJKEN EN DE LEESPRESTATIES. een replicatie van het onderzoek van Kooistra MARTA E. OTTER. taal. ) k..;.il II:: I Al.:1.1

Recommend Documents