Ped.Studie-1-03
17-01-2003
05:58
Page 4
Stabiliteit en verandering in de samenhang tussen psychosociaal functioneren en schoolprestaties gedurende het basisonderwijs1 T. Peetsma, J. Roeleveld en R. Stoel
Samenvatting In dit artikel wordt met behulp van structurele modellen de relatie nagegaan tussen schoolprestaties (taal/rekenen), psychosociale factoren en achtergrondkenmerken van leerlingen op vier tijdstippen (groep 2, 4, 6 en 8) in het basisonderwijs. Hiervoor wordt gebruikgemaakt van gegevens uit het PRIMA-cohort onderzoek over 2693 kinderen. Over de basisschoolperiode is, conform de verwachtingen, sprake van toename van taal- en rekenvaardigheid, en afname van motivatie; het zelfvertrouwen blijft gemiddeld op eenzelfde niveau en het welbevinden neemt af. Motivatie, zelfvertrouwen, en opleiding van de ouders blijken een positief effect te hebben op schoolprestaties; een hogere opleiding leidt tevens tot hogere motivatie. Etniciteit heeft een negatief effect op schoolprestaties: prestaties van allochtone leerlingen zijn lager. Meisjes zijn meer gemotiveerd, en hebben een beter
daarom van groot belang voor de verdere schoolcarrière van leerlingen. Leerlingen doorlopen er een min of meer standaard ontwikkeling in taal en rekenen en kunnen aan de minimum vereisten voldoen, maar sommige halen deze minimumdoelen niet. Deze leerlingen lopen het risico van verwijzing naar vormen van speciaal onderwijs, maar ook is de kans groot dat de “risicoleerlingen” onvoldoende profijt hebben van het geboden onderwijs. In dit artikel onderzoeken we de relatie tussen prestaties, motivatie en andere stimulerende factoren in verschillende groepen van het basisonderwijs. Daarbij gaan we na of deze relaties gelijk zijn over de verschillende leeftijdsfasen, ook voor risicoleerlingen. Op grond van de meer onderzochte ontwikkelingen bij leerlingen in het voortgezet onderwijs kunnen er verwachtingen over de relaties bij jongere leerlingen in het basisonderwijs worden geformuleerd.
welbevinden op school dan jongens. Het patroon van relaties is nagenoeg gelijk over de vier achtereenvolgende tijdstippen. Als af-
2 Theoretische achtergrond
wijking van het algemene patroon vinden we voor risicoleerlingen een kleiner effect van motivatie op prestaties dan voor de overige leerlingen.
1 Inleiding
4 PEDAGOGISCHE STUDIËN 2003 (80) 4-23
De relatie tussen prestatie en motivatie van leerlingen vormt een bekend terrein in onderzoek van leerlingen in het voortgezet onderwijs. Dat geldt echter niet voor de ontwikkeling van deze relatie bij jonge leerlingen in de leeftijdsfase van het basisonderwijs. Tegen de tijd dat leerlingen het voortgezet onderwijs binnenstromen, hebben ze al ruime ervaring opgedaan in het basisonderwijs, waar de grondslag wordt gelegd voor hun mogelijkheden in het voortgezet onderwijs. Stimulering van de prestaties in het basisonderwijs is
In een lange traditie van motivatieonderzoek wordt het belang van motivatie voor de prestaties van leerlingen bevestigd (Atkinson & Feather, 1966; Heckhausen, 1977). Volgens Pintrich en De Groot (1991) kunnen er drie categorieën van motivatie in de onderwijssetting worden onderscheiden: (1) de redenen en voornemens bij de uitvoering van een taak, (2) de verwachting een taak wel of niet te kunnen volbrengen en (3) de affectieve reactie op een taak. Echter, bij onderzoek naar motivatie en prestaties vanaf de vroege basisschool lijken verschillende aspecten nog niet goed onderzoekbaar of van toepassing. Voornemens of doelstellingen, de eerst genoemde categorie bij Pintrich en De Groot hierboven, blijken in het voortgezet of hoger onderwijs inderdaad de inzet voor leren te bevorderen (Peetsma, 2000; Simons, De
Ped.Studie-1-03
17-01-2003
05:58
Page 5
Witte, & Lens, 2001). Bij jongere leerlingen is dit echter een moeilijk onderzoekbaar aspect van motivatie, want aan jongeren tot ongeveer 11-12 jaar wordt nog een sterk fantasiekarakter toegeschreven (Erikson, 1968; Piaget, 1955). Het resulterende gemotiveerde gedrag voor school, ‘personal investment’ (Maehr & Braskamp, 1986) lijkt al wel vanaf het begin onderzoekbaar. Dit begrip komt in de Nederlandse literatuur naar voren als de inzet voor school. Als uiting hiervan kunnen de aspecten aanzet, intensiteit, volharding en continuïteit na de schooltijd van de inzet voor school worden onderscheiden (Maehr & Braskamp, 1986; Roede, 1989), waarbij vooral de intensiteit en de volharding bij de inzet relevant lijken in het basisonderwijs. Naarmate de leerling zich met meer volharding en intensiteit inzet op school, worden er betere prestaties verwacht. Daarbij is gevonden dat meisjes zich wat meer inzetten voor school dan jongens (Peetsma & Sinkeldam, 1995; Peetsma, Wagenaar, & De Kat, 2001). Duidelijke verbanden tussen de werkhouding van leerlingen en het opleidingsniveau van de ouders of de etnische achtergrond zijn in deze onderzoeken niet gevonden, maar mogelijk doen deze zich in het basisonderwijs wel voor. Uit onderzoek blijkt dat er in het voortgezet onderwijs in Nederland, maar ook in de VS, sprake is van een neergaande lijn in motivatie (Eccles & Midgley, 1989; Peetsma, 1997; Vorst, 1985). Eccles en Midgley (1989) verklaren dit door een afnemende ‘person environment fit’ tussen de school en de persoonlijke behoeften in de adolescentieperiode. Voor de afnemende motivatie wijst Peetsma op het toenemende belang van toekomstperspectieven op andere domeinen dan de school en latere studie of beroepsloopbaan. Deze perspectieven op andere domeinen, bijvoorbeeld op vrije tijd of de persoonlijke ontwikkeling, concurreren met het toekomstperspectief op studie en beroepsloopbaan. Dit laatste is een perspectief dat duidelijk verband houdt met de inzet van leerlingen voor school (Peetsma, 2000). Overigens valt in het hoger onderwijs ook een afname in motivatie over de studiejaren te constateren (Hofman e.a., 2001). De af-
name van motivatie lijkt inherent aan schoolperioden en zal naar verwachting ook optreden tijdens het basisonderwijs. Naast de motivatie van leerlingen zijn ook zelfevaluaties van leerlingen van meer cognitieve of affectieve aard van belang voor hun prestaties. Traditioneel is de verwachting van succes of falen, de hiervoor genoemde tweede categorie bij Pintrich en De Groot, in verband gebracht met motivatie en prestatie (Atkinson & Feather, 1966; Vroom, 1964). In recent onderzoek speelt de sterkte van het zelfvertrouwen van een leerling een belangrijke rol voor motivatie en prestaties van leerlingen. De sterkte van het zelfvertrouwen van leerlingen hangt samen met betere prestaties en motivatie voor school (Bandura, 1997). Skaalvik en Rankin (1996) laten zien dat het zelfvertrouwen van leerlingen samenhangt met de leerkrachtoordelen over hun volhardendheid en intensiteit bij het leren. Het gaat bij de zelfevaluaties niet om onveranderlijke kenmerken van leerlingen. Zo lijken verschillende manieren waarop onderwijs gegeven wordt, het beeld van eigen kunnen van leerlingen te beïnvloeden (Schweinhart, Weikart, & Larner, 1986). In hun longitudinale onderzoek onder vierjarigen in Amerika zijn leerlingen onderwezen via een “directe-instructiemethode”, een vorm van leerkrachtgestuurd onderwijs. Deze leerlingen hadden op hun vijfde, achtste en nog op hun vijftiende een minder positief beeld van hun eigen kunnen dan de andere leerlingen uit de controlegroep. Ze leken ook minder gemotiveerd voor hun latere onderwijs dan de anderen. In overzichtstudies van de omvangrijke literatuur over zelfbeelden omschrijven Burns (1982) en Harter (1985) dit als een set attitudes gericht op het zelf. Zelfevaluaties kunnen van meer cognitieve aard zijn en domeinspecifiek of taakspecifiek, zoals bij het begrip self-efficacy (Bandura, 1997). Zelfevaluaties kunnen tevens een meer affectief karakter hebben en zowel op specifieke vakken als op leren in het algemeen betrekking hebben (Roede, 1997). Voor een longitudinale studie vanaf de vroege basisschool lijkt een meer affectief en globaal begrip zelfvertrouwen beter geschikt dan een nogal cognitief en specifiek begrip als self-efficacy. Bij cognitieve evaluaties is de mate van controle over
5 PEDAGOGISCHE STUDIËN
Ped.Studie-1-03
6 PEDAGOGISCHE STUDIËN
17-01-2003
05:58
Page 6
het resultaat van belang, maar jongere kinderen maken nog geen onderscheid tussen inspanning, waarover ze controle zouden kunnen hebben, en bekwaamheid, waarover ze gewoonlijk geen directe controle hebben (Nicholls, 1978). Zelfvertrouwen, in dit geval self-efficacy, begint zich pas vanaf ongeveer zes tot zeven jaar te ontwikkelen (Skaalvik & Vlas, 1999). Samenhang tussen zelfbeelden en prestaties in het basisonderwijs zijn ook slechts gering (Hansford & Hattie, 1982). In een longitudinale studie naar de wederzijdse beïnvloeding van self-efficacy en prestaties van leerlingen vinden Weinert, Schrader en Helmke (1989) dat dit pas rond 11 jaar optreedt. Fennema en Sherman (1977) vonden dat leerlingen met veel zelfvertrouwen bij wiskunde weinig angst voor wiskunde hadden en omgekeerd. Zelfvertrouwen en angst lijken hier als tegenpolen op een affectieve dimensie te fungeren. Zelfvertrouwen bleek ook sterker gerelateerd aan prestaties dan andere affectieve variabelen (Fennema, 1984; Meyer & Fennema, 1986). Van der Veen en Meijnen (2001) vonden bij leerlingen uit migrantenfamilies meer zelfvertrouwen op school dan bij leerlingen uit oorspronkelijk Nederlandse families. Bij risicoleerlingen vonden Mavrogenes en Bezruczko (1993) een positieve invloed van zelfvertrouwen op hun schrijfvaardigheid. Voor deze leerlingen acht Van der Leij (1985) ondersteuning voor zowel hun motivatie als zelfvertrouwen noodzakelijk. Uit het voorafgaande kan een positief verband tussen het zelfvertrouwen van leerlingen en de ontwikkeling ervan, met hun motivatie en prestaties verwacht worden. Recent is er meer aandacht voor het belang van emoties van leerlingen voor de prestaties ontstaan (zie de hiervoor genoemde derde categorie bij Pintrich en De Groot, 1991). In theorieën over emoties (Frijda, 1986; Lazarus, 1991a, 1991b) wordt een nauwe relatie tussen cognities en emoties benadrukt. Emoties worden volgens hen gezien als resultaat van cognities. Boekaerts (1993) laat zien dat gebrek aan welbevinden op school leerlingen kan afleiden van de aandacht voor het leren en daarmee motivatie en prestaties negatief kan beïnvloeden. Leer-
lingen hebben een intentie tot leren, maar proberen daarbij ook hun welbevinden te handhaven. Welbevinden zou daarmee een plaats krijgen tussen enerzijds de intentie tot leren (motivatie) en de inschatting taken te kunnen volbrengen (zelfvertrouwen), en anderzijds de geleverde prestaties. Naast een op zichzelf staande vereiste voor het onderwijs die in veel schoolplannen vermeld staat (kinderen zouden zich goed moeten kunnen voelen tijdens schooltijd), is het de vraag of welbevinden samenhangt met meer motivatie, zelfvertrouwen en betere prestaties. In een studie onder leerlingen van 13-14 jaar in vier Europese landen vonden Peetsma, Hascher en Roede (2000) positieve samenhangen tussen enerzijds welbevinden van de leerlingen op school en anderzijds hun inzet voor school, en ook prestaties, en hun zelfbeeld, in dit geval self-efficacy. Wat betreft de verschillen in achtergronden van leerlingen, blijken meisjes zich prettiger op school te voelen dan jongens, en van oorsprong Nederlandse leerlingen zich eveneens prettiger op school te voelen dan leerlingen uit migrantenfamilies (Peetsma & Sinkeldam, 1995). In onderzoek van Verkuyten (1992) bleek dit laatste voor Turkse en Marokkaanse leerlingen uit het lbo echter andersom te liggen. In het onderzoek van Peetsma en Sinkeldam werd geen eenduidig verband tussen welbevinden op school en het opleidingsniveau van de ouders gevonden. Hiervoor zijn, in het voortgezet onderwijs gevonden, relaties van achtergrondkenmerken van leerlingen met motivatie, zelfvertrouwen en welbevinden naar voren gebracht. Uiteraard zijn er ook samenhangen met prestaties van leerlingen gevonden. Bij leerlingen van laagopgeleide ouders en leerlingen met een niet van oorsprong Nederlandse achtergrond zijn de schoolprestaties gemiddeld lager dan bij de andere (Driessen, Van Langen, Portengen, & Vierke, 1998). Deze resultaten zijn gevonden in het basisonderwijs. De uitwerking van de theorie met betrekking tot vooral het voortgezet onderwijs leidt tot de volgende vraagstellingen met betrekking tot het basisonderwijs: 1. Hoe ontwikkelen motivatie, zelfvertrouwen, welbevinden en prestaties van leer-
Ped.Studie-1-03
17-01-2003
05:58
Page 7
lingen zich gedurende het basisonderwijs? 2. Hangen motivatie, zelfvertrouwen, welbevinden en prestaties van leerlingen positief samen? 3. Wat zijn de effecten van achtergrondkenmerken op deze relaties? 4. Hoe stabiel zijn de relaties tussen achtergrondkenmerken van leerlingen, motivatie, zelfvertrouwen, welbevinden en prestaties van leerlingen in opeenvolgende groepen van het basisonderwijs? 5. Zijn de gevonden relaties tussen motivatie, zelfvertrouwen, welbevinden en prestaties anders voor risicoleerlingen? De literatuur, veelal gebaseerd op onderzoek in het voortgezet onderwijs, leidt tot de volgende verwachtingen met betrekking tot het basisonderwijs: a prestaties, motivatie, zelfvertrouwen en welbevinden van leerlingen op school hangen positief met elkaar samen; b de motivatie van leerlingen neemt af over de schoolperiode; c de motivatie en het welbevinden op school van meisjes is positiever dan die van jongens; d het zelfvertrouwen ten aanzien van leren van autochtone leerlingen in Nederland is minder groot dan dat van allochtone leerlingen; e de schoolprestaties van leerlingen met middelbaar en hoger opgeleide ouders zijn hoger dan die van leerlingen met lager opgeleide ouders, en f de schoolprestaties van autochtone leerlingen zijn hoger dan die van allochtone leerlingen. In de volgende paragraaf gaan we nader in op de gegevens die gebruikt worden voor het beantwoorden van de vraagstellingen. Daarna volgt een paragraaf met enkele beschrijvende analyses waarmee een antwoord wordt gegeven op vraagstelling 1. Onderzoeksvragen 2, 3 en 4 komen aan de orde in paragraaf 5 waarin de uitkomsten van analyses met behulp van lineaire structurele modellen worden gepresenteerd. In paragraaf 6 wordt dan afzonderlijk ingegaan op de risicoleerlingen (vraagstelling 5).
3 Data We maken gebruik van gegevens uit het PRIMA-cohortonderzoek. Vanaf schooljaar 1994/95 worden in dit onderzoek tweejaarlijks toetsen afgenomen bij leerlingen uit de groepen 2, 4, 6 en 8 van het reguliere basisonderwijs. Over dezelfde leerlingen wordt een reeks oordelen van de leerkrachten gevraagd met betrekking tot hun psychosociaal functioneren. We maken hier gebruik van gegevens uit vier achtereenvolgende metingen van het onderzoek (Driessen, Van Langen, Portengen, & Vierke, 1998; Driessen, Van Langen, & Vierke; 2000; Driessen, Van Langen, & Vierke; 2002; Jungbluth, Van Langen, Peetsma, & Vierke, 1996). Voor enkele onderzoekingen, waarvan dit artikel er een beschrijft2, zijn de leerlingen geselecteerd die aan alle vier metingen hebben deelgenomen in achtereenvolgens de groepen 2, 4, 6 en 8 van de basisschool. Het gaat dan om 2693 leerlingen, die zowel afkomstig zijn uit de PRIMA-referentiesteekproef als uit de aanvullende steekproef, waarin extra scholen met veel achterstandsleerlingen zijn getrokken (Van Langen, Vierke, & Robijns, 1996). Net als in veel ander longitudinaal onderzoek is er in PRIMA sprake van uitval over de loop der jaren. Voor een deel komt deze uitval doordat scholen niet meer verder willen deelnemen aan het onderzoek. Deze scholen wijken niet systematisch af van scholen die wel blijven deelnemen (Roeleveld & Portengen, 1998; Roeleveld & Vierke, 2002). Voor een ander deel komt de uitval doordat op scholen, die wel blijven participeren, individuele leerlingen uit het onderzoek verdwijnen. De belangrijkste reden daarvoor is verhuizing, maar andere oorzaken zijn onder andere zittenblijven en verwijzing naar het speciaal onderwijs (Roeleveld & Portengen, 1998; Roeleveld & Vierke, 2002). De groep leerlingen, waarover de navolgende analyses gaan, bestaat dus uit leerlingen met een onvertraagde loopbaan door het basisonderwijs. Bij het trekken van conclusies uit de analyses dient daarmee rekening te worden gehouden. Achtergrondgegevens van de leerlingen zijn verkregen via de schooladministraties. We gebruiken in dit onderzoek drie kenmer-
7 PEDAGOGISCHE STUDIËN
Ped.Studie-1-03
8 PEDAGOGISCHE STUDIËN
17-01-2003
05:58
Page 8
ken, in de vorm van dummyvariabelen: • meisje, met waarde 1 voor meisjes en waarde 0 voor jongens; 49.7% van de onderzoeksgroep is een meisje; • middelbare of hogere opleiding, met waarde 1 indien tenminste één van beide ouders een opleiding op mbo-niveau of hoger heeft gevolgd; dit geldt voor 53.2% van de onderzoeksgroep; • allochtoon, met waarde 1 indien tenminste één van beide ouders niet in Nederland is geboren; dit geldt voor 24.9% van de onderzoeksgroep. Voor de cognitieve prestaties van de leerlingen gebruiken we scores op de taal- en rekentoetsen die in het PRIMA-onderzoek zijn afgenomen. Hiervoor zijn per leerjaar verschillende toetsen gebruikt. Om leerprestaties door de tijd te kunnen vergelijken zijn binnen het PRIMA-onderzoek de scores op de verschillende toetsen via een calibratieprocedure omgezet naar een score op één taal- respectievelijk rekenvaardigheidsschaal. (Vierke, 1995). Voor de psychosociale kenmerken van de leerlingen gebruiken we oordelen van de leerkrachten over individuele leerlingen. Deze oordelen zijn verkregen via het Leerlingprofiel (Jungbluth, e.a., 1996). Omdat dit instrument over de metingen heen enige veranderingen heeft ondergaan, hebben we opnieuw schalen berekend met gebruikmaking van alleen de items die over de jaren heen gelijk zijn gebleven. Het gaat dan om de volgende schalen (items in Appendix 1): • welbevinden (3 items; de homogeniteit van de schalen (Cronbachs α) varieert in de vier jaren tussen 0.79 en 0.84); • zelfvertrouwen (2 items; de homogeniteit varieert tussen 0.72 en 0.77); • motivatie (3 items; de homogeniteit varieert tussen .76 en .82). We beschikken hiermee over psychosociale variabelen die indirect gemeten zijn via beoordelingen van leerlingen door de leerkrachten. In de lagere groepen van het basisonderwijs zijn rechtstreekse metingen bij de leerlingen moeilijk te verkrijgen en binnen het PRIMA-cohortonderzoek wordt dan ook pas vanaf groep 6 bij de leerlingen zelf een psychosociaal instrument afgenomen. In onderzoek naar de validiteit van deze oordelen
door de leerkrachten (Jungbluth, Roede, & Roeleveld, 2001) blijkt het oordeel over zelfvertrouwen en motivatie voldoende valide te zijn. Er is sprake van een redelijke interbeoordelaarsbetrouwbaarheid en de oordelen over individuele leerlingen over de jaren correleren niet veel lager dan de scores op de “objectieve” toetsen voor taal en rekenen. In een recent onderzoek bleek er bij latente groeimodellen voor motivatie en zelfvertrouwen sprake te zijn van (partiële) meetequivalentie over de jaren (Stoel et al., 2002), wat ook een aanwijzing vormt voor de validiteit van deze metingen. Het oordeel over het welbevinden van de leerlingen bleek bij Jungbluth e.a. (2001) minder stabiel over de jaren. Wij zien daarin een aanwijzing dat welbevinden van de leerling op school meer van sociale relaties, met name met de leerkracht, afhankelijk is, terwijl motivatie en zelfvertrouwen meer stabiele psychosociale kenmerken vormen. Ook het in mindere of meerdere mate beschouwd worden als risicoleerling, is bepaald op grond van een schaal met beoordelingen door de leerkracht. Deze schaal telt vijf items en de homogeniteit in de vier schooljaren varieert tussen 0.86 en 0.93. De score op de schaal hangt duidelijk negatief samen met de prestaties voor taal en rekenen (rond -0.35 in de groepen 2 en 4 en rond -0.60 in de groepen 6 en 8). Bij de meeste van de genoemde variabelen komen incidentele ontbrekende waarden voor. Alleen bij de psychosociale schalen in het laatste meetjaar is er sprake van structureel ontbrekende waarden. Om de belasting voor leerkrachten te verminderen is in dat jaar maar voor de helft van de leerlingen gevraagd om beoordelingen door de leerkracht (Driessen, e.a., 2002). Omdat deze leerlingen ‘at random’ zijn geselecteerd kunnen de ontbrekende waarden beschouwd worden als ‘missing completely at random’ (Little & Rubin, 1987). Bij de modelmatige analyses gebruiken we bij ontbrekende waarden de methode van Muthén, Kaplan en Hollis (1987), zoals die geïmplementeerd is in het softwarepakket Mplus 1.04 en waarbij de data van alle subjecten worden meegenomen in de analyses. Deze methode kan beschouwd worden als Full Information Maxi-
Ped.Studie-1-03
17-01-2003
05:58
Page 9
mum Likelihood Estimation (FIML) en berust op de theorie over ontbrekende waarden van Little en Rubin (1987). In een recente simulatiestudie (Enders & Bandalos, 2001) bleek deze methode betere schattingen op te leveren (efficiënter en geen vertekening) dan meer naïeve methoden als ‘pairwise’ of ‘listwise deletion’. In het kort komt de procedure erop neer dat de observaties gesorteerd worden naar patronen van ontbrekende waarden, waarna elk patroon als afzonderlijke groep in één meergroependesign wordt geanalyseerd. Hetzelfde model wordt dan geschat voor al deze groepen en de leerlingen met ontbrekende waarden worden niet uit de analyse verwijderd (Muthén et al., 1987).
4 Ontwikkelingen gedurende het basisonderwijs In deze paragraaf gaan we nader in op onze eerste vraagstelling: de ontwikkeling van motivatie, zelfvertrouwen, welbevinden, en prestaties van leerlingen over de jaren. We kijken allereerst naar de cognitieve prestaties: de scores voor taal en rekenen, omgerekend naar taal- en rekenvaardigheidsscores. Figuur 1 geeft een indruk van de algemene ontwikkeling van deze vaardigheden van groep 2 tot groep 8.
Zoals verwacht, is er een duidelijke stijging van de taal- en rekenvaardigheid over de jaren. Er is ook sprake van een behoorlijke samenhang tussen de individuele scores in de verschillende jaren, met correlaties tussen de 0.40 en 0.50. De correlaties tussen de scores in groep 6 en groep 8 zijn het sterkst (0.62 voor taal en 0.77 voor rekenen). In de hoogste groepen ligt kennelijk de verdeling tussen de laag- en de hoogpresteerders al voor een belangrijk deel vast. In Tabel 1 worden de gemiddelde scores nader uitgesplitst naar jongens en meisjes, naar leerlingen met laag-, middelbaar- en hoog opgeleide ouders, en naar leerlingen van autochtone en allochtone herkomst. Verschillen in gemiddelden zijn op significantie getoetst en worden in de tabel uitgedrukt in effectgroottes3. Meisjes behalen in de lagere groepen hogere taalscores dan jongens, maar in de latere jaren verdwijnt dit verschil. In groep 2 scoren de meisjes ook nog hoger op rekenen, maar in de andere groepen scoren de jongens juist hoger. De gevonden verschillen zijn, met een maximale effectgrootte van 0.27, bescheiden. Zoals verwacht kon worden, zijn de scores van allochtone leerlingen en van leerlingen met ouders met een lagere opleiding, in alle groepen en bij zowel taal als rekenen, lager dan die van autochtone leerlingen en
9 PEDAGOGISCHE STUDIËN
Figuur 1. Ontwikkeling van de taal- en rekenvaardigheid.
Ped.Studie-1-03
17-01-2003
05:58
Page 10
Tabel 1 Ontwikkeling van taal- en rekenvaardigheid; onderscheiden naar achtergrondkenmerken (n = 2693)
van leerlingen met middelbaar of hoger opgeleide ouders. De effectgroottes, in de orde van 0.40 tot 0.80, laten zien dat er sprake is van aanzienlijke verschillen in gemiddelden. Over het geheel genomen zijn de verschillen bij taal groter dan die bij rekenen. Vervolgens onderzoeken we de ontwikkeling van de psychosociale kenmerken van de leerlingen. In Figuur 2 laten we eerst weer de ontwikkeling van de gemiddelde scores voor welbevinden, zelfvertrouwen en motivatie over de jaren heen zien. Het zelfvertrouwen van de leerlingen
blijft over de jaren heen gemiddeld op hetzelfde niveau. Bij zowel welbevinden als motivatie is sprake van een zekere daling van het eerste tot het derde meetmoment, gevolgd door een lichte stijging op het laatste moment (groep 8). Net zoals in middelbaar en hoger onderwijs treedt er dus ook in de periode van het basisonderwijs een daling van de motivatie op. Het is van belang te constateren dat het bij Figuur 2 alleen om gemiddelden gaat. Terwijl bijvoorbeeld het zelfvertrouwen gemiddeld hetzelfde blijft, zijn er zowel leerlingen bij
10 PEDAGOGISCHE STUDIËN
Figuur 2. Ontwikkeling van welbevinden, zelfvertrouwen en motivatie.
Ped.Studie-1-03
17-01-2003
05:58
Page 11
Tabel 2 Ontwikkeling van welbevinden, zelfvertrouwen en motivatie; onderscheiden naar achtergrondkenmerken (n = 2693)
wie er sprake is van een afname als leerlingen met een toename van zelfvertrouwen (Stoel, e.a., 2002, manuscript aangeboden ter publicatie). Uit de relatief lage correlaties tussen de individuele scores in de verschillende jaren (doorgaans tussen 0.15 en 0.30) blijken de scores op de psychosociale variabelen nogal te wisselen over de jaren. Bij motivatie lijkt de rangordening van de leerlingen nog het meest stabiel te zijn, met in de hogere groepen correlaties tussen 0.40 en 0.50, vergelijk-
baar met die tussen de cognitieve variabelen. In Tabel 2 worden de gemiddelden weer uitgesplitst naar geslacht, opleiding ouders en allochtone herkomst. Bij het welbevinden scoren de meisjes in alle groepen een kwart tot éénderde standaarddeviatie hoger dan de jongens. Ook leerlingen met middelbaar of hoger opgeleide ouders scoren bijna steeds wat hoger. Het (gemiddelde) welbevinden van allochtone en autochtone leerlingen verschilt niet systematisch. Bij het zelfvertrouwen zijn er vrijwel
11 PEDAGOGISCHE STUDIËN
Ped.Studie-1-03
17-01-2003
05:58
Page 12
geen verschillen tussen de onderscheiden groepen leerlingen. De motivatie van de meisjes wordt, in overeenstemming met onze verwachtingen, door de leerkrachten in alle groepen als duidelijk beter beoordeeld dan die van de jongens. Ook de leerlingen met middelbare of hoger opgeleide ouders hebben een hogere motivatie dan leerlingen met lager opgeleide ouders. Het oordeel over de motivatie van allochtone en autochtone leerlingen verschilt niet systematisch. Over de gehele periode van het basisonderwijs bezien, is er sprake van een toenemende vaardigheid op het gebied van taal en rekenen, waarbij autochtone leerlingen en leerlingen met middelbaar en hoger opgeleide ouders duidelijk hoger scoren dan allochtone leerlingen en leerlingen met laag opgeleide ouders. Motivatie en welbevinden laten, globaal gesproken, een licht dalende tendens zien, terwijl het zelfvertrouwen gemiddeld ongeveer gelijk blijft. Bij motivatie en welbevinden scoren meisjes hoger dan jongens. Hetzelfde geldt in mindere mate voor leerlingen met middelbaar of hoger opgeleide ouders, vergeleken met leerlingen met lager opgeleide ouders. Het zelfvertrouwen verschilt niet systematisch tussen de verschillende groepen leerlingen.
5 Samenhangen tussen achtergronden, psychosociale kenmerken en prestaties In deze paragraaf zullen we, ter beantwoording van de tweede en derde onderzoeksvraag, de samenhangen tussen de cognitieve en psychosociale kenmerken van de leerlingen en hun achtergrondkenmerken per jaar onderzoeken. We doen dit in de vorm van lineaire structurele modellen, waarin de genoemde kenmerken zijn opgenomen. Bovendien zullen we, ter beantwoording van de vierde onderzoeksvraag, in een meergroepenanalyse nagaan of in alle vier onderzochte groepen van het basisonderwijs eenzelfde model bij de data past. De globale structuur van het model wordt weergegeven in Figuur 3, waarbij variabelen in dezelfde kolom onderling kunnen samenhangen en elke variabele effect kan hebben op variabelen die verderop in het model (meer naar rechts) staan. Omwille van de overzichtelijkheid trekken we in Figuur 3 niet alle pijlen, maar omschrijven hier de veronderstelde effecten. De drie achtergrondkenmerken kunnen effect hebben op zowel de psychosociale variabelen als op de taal- en rekenvaardigheid. De beschrijvende analyses uit de vorige paragraaf
12 PEDAGOGISCHE STUDIËN
Figuur 3. Lineair structureel model voor de relaties tussen achtergronden, psychosociale factoren en leerprestaties.
Ped.Studie-1-03
17-01-2003
05:58
Page 13
hebben laten zien dat een aantal van die effecten ook verondersteld kunnen worden. Motivatie en zelfvertrouwen kunnen in het model onderling samenhangen, zonder dat we daartussen een (causaal) effect veronderstellen. Wel veronderstellen we dat een hoge motivatie en/of een hoog zelfvertrouwen zal leiden tot een hoger welbevinden. In deze structurering vatten we welbevinden daarmee op als een meer tijdelijke emotie tussen de meer stabiele kenmerken motivatie en zelfvertrouwen enerzijds en de prestaties anderzijds. Van alle drie psychosociale kenmerken veronderstellen we effecten op de taal- en rekenvaardigheid van de leerlingen. Per afzonderlijk jaar is een model met deze structuur ontwikkeld dat zo goed mogelijk bij de data van het betreffende jaar past. Alle variabelen zijn gestandaardiseerd met een gemiddelde van 0 en een standaarddeviatie van 1 (z-scores). Voor de analyses is gebruik gemaakt van Mplus 1.04 (Muthén & Muthén, 1998). Voor het bepalen van de significantie van parameterschattingen hanteren we een p-waarde van 0.01. Om de ‘fit’ van de modellen bij de data te beoordelen vermelden we zowel de χ2-waarde als de ‘root mean square error of approximation’ (RMSEA; Steiger, 1990). We gebruiken deze laatste maat, omdat de χ2-waarde niet altijd geschikt is om de fit van lineaire structurele modellen te beoordelen (Browne & Cudeck, 1992). De RMSEA is een maat voor de discrepantie per vrijheidsgraad. Een RMSEA kleiner dan 0.05 is een indicatie voor een goed fittend model; bij een RMSEA van 0.05 tot 0.08 mag de fit redelijk worden genoemd. In Appendix 2 worden per jaar de parameterschattingen en indicaties voor de fit van het gehele model bij de data weergegeven. Uit deze analyses blijkt dat het patroon van de parameterschattingen voor de vier afzonderlijke jaren niet sterk uiteenloopt. Daarom is als volgende stap met een meergroepenanalyse (zie Jöreskog & Sörbom, 1996) nagegaan of er een identiek model is te vinden dat bij de data voor alle jaren past. In dat model zijn alle effecten en de correlaties tussen taal en rekenen, en tussen motivatie en zelfvertrouwen in alle jaren gelijkgesteld, maar mogen de (onverklaarde) restvarianties in de endogene variabelen wel variëren.
Hoewel de fit van dit model bij de data redelijk is (χ2 = 422.0, bij 99 vrijheidsgraden, p-waarde = .000, RMSEA = .035) blijken er nog duidelijke verbeteringen mogelijk. Wanneer de correlaties tussen taal en rekenen per jaar ook vrijgelaten worden tussen de jaren en de ‘constraints’ op enkele andere effecten worden verminderd of opgeheven, verbetert de fit tot χ2 = 244.9, bij 93 vrijheidsgraden, p-waarde = 0.000, RMSEA = 0.025. De residuen en modificatie-indices laten zien dat verder vrijlaten van effecten tussen jaren slechts een marginale verbetering van de fit ten gevolg zullen hebben. Daarom accepteren we dit model als het uiteindelijke model waarmee de effecten van achtergrondkenmerken, psychosociale variabelen en schoolprestaties over alle jaren beschreven kan worden. In Tabel 3 worden de parameterschattingen van dit uiteindelijke model weergegeven. In deze tabel zijn de parameters, die niet gelijk zijn over de vier onderzochte jaren, vet gedrukt. We bespreken de uitkomsten van de analyse in Tabel 3 per afhankelijke variabele, te beginnen met de prestatievariabelen. We concentreren ons eerst op de overeenkomsten tussen de groepen en komen daarna op de afwijkingen van dat algemene patroon. Bij de taalscores is het grootste directe effect het negatieve effect (-.27) voor allochtone leerlingen. Verder is er een direct positief effect van opleiding van de ouders van 0.22 (dat alleen in groep 2 kleiner is). Van de psychosociale kenmerken heeft vooral motivatie een duidelijk positief effect (.19), terwijl het effect van het zelfvertrouwen kleiner is (.06). Al deze effecten zijn conform onze verwachtingen. Ook bij de rekenscores vinden we een negatief effect voor allochtone leerlingen (-.15) en een positieve effect van opleiding ouders (.16). Beide effecten zijn kleiner dan bij de taalprestaties, in overeenstemming met de notie dat taal meer door buitenschoolse factoren wordt beïnvloed en rekenen sterker een op school geleerde vaardigheid is. Meisjes scoren lager dan jongens (effect van -.18), behalve in de jongste groep. Motivatie heeft een duidelijk positief effect (variërend van .23 in groep 2 en 4 tot .34 in groep 6 en 8; deze effecten zijn in grootte vergelijkbaar met de effecten van sociale en
13 PEDAGOGISCHE STUDIËN
Ped.Studie-1-03
17-01-2003
05:58
Page 14
Tabel 3 Parameters van het meergroepen model, gefit over vier jaar tegelijk (z-scores; inclusief ‘missings’; n
14 PEDAGOGISCHE STUDIËN
etnische herkomst). Ook hier heeft zelfvertrouwen een kleiner, maar wel significant positief effect (.08). Deze effecten van motivatie en zelfvertrouwen zijn volgens de verwachtingen. Zowel bij taal als bij rekenen vinden we geen effect van welbevinden, in tegenstelling tot onze verwachtingen. Bij de effecten op welbevinden zien we dat zowel motivatie als zelfvertrouwen positieve effecten hebben (rond de .30). Daardoor kunnen we welbevinden redelijk verklaren (ongeveer 23% verklaarde variantie), maar welbevinden
= 2693)
zelf heeft geen effecten op de toetsprestaties. Toch is dit een interessante uitkomst, wanneer we welbevinden opvatten als een zelfstandige niet-cognitieve ‘outcome’ van onderwijs. Tot slot bespreken we de effecten van de achtergrondvariabelen op motivatie en zelfvertrouwen, die onderling licht samenhangen (correlatie van .25). De motivatie van meisjes is beter (positief effect van .22), evenals de motivatie van leerlingen met middelbaar- en hoger opgeleide ouders (positief effect van
Ped.Studie-1-03
17-01-2003
05:58
Page 15
.13). Samen verklaren deze variabelen 6% tot 7% van de variantie in motivatie. Zelfvertrouwen, echter, wordt door geen van de achtergrondvariabelen beïnvloed. Hoewel zelfvertrouwen dus van enig belang is voor de cognitieve scores, kunnen we op basis van de hier gebruikte achtergrondkenmerken niet nader verklaren waarom sommige leerlingen hoog en andere juist laag scoren op zelfvertrouwen. Dit algemene model laat zien dat de taalen rekenprestaties van de leerlingen over de gehele periode van het basisonderwijs deels afhangen van hun achtergrondkenmerken, in het bijzonder van de opleiding van hun ouders en van hun etnische herkomst. Daarnaast zijn echter ook de motivatie en - in mindere mate - het zelfvertrouwen van de leerlingen van belang. Deze twee psychosociale factoren zijn ook belangrijk voor het welbevinden van de leerlingen, maar de mate van welbevinden zelf heeft geen verder effect op de taal- en rekenprestaties. Wanneer we vervolgens kijken naar de verschillen tussen jaren (groepen), dan zien we bij de jongste leerlingen (groep 2) enkele afwijkingen van het totale patroon. Er zijn twee afwijkende effecten van de achtergrondvariabelen op de taalscores: een klein positief effect voor meisjes (in de andere groepen geen effect) en een wat kleiner effect van de ouderlijke opleiding dan in de andere groepen. Verder kan het effect van meisje op de rekenscores, dat in de hogere groepen negatief is, in groep 2 op 0 gefixeerd worden. Daarnaast verschilt het effect van motivatie op rekenen tussen de onderbouw (de groepen 2 en 4: .23) en de bovenbouw (de groepen 6 en 8: .34). Er lijkt dus sprake te zijn van een toenemend belang van de motivatie voor de rekenprestaties. Over het geheel genomen zijn dit echter slechts kleine afwijkingen van het algemene patroon van onderlinge samenhangen tussen achtergronden, psychosociale en cognitieve kenmerken van de leerlingen. We concluderen dat, terwijl het niveau van de taal- en rekenprestaties (uiteraard) toeneemt gedurende de loopbaan in het basisonderwijs, het zelfvertrouwen ongeveer gelijk blijft, de motivatie en het welbevinden licht dalen en de on-
derlinge relaties tussen deze concepten over het geheel genomen vrijwel gelijk blijven over de jaren.
6 Samenhangen anders voor risicoleerlingen? Uit de voorgaande analyses blijkt dat motivatie en zelfvertrouwen in alle onderzochte groepen positieve effecten hebben op het welbevinden van de leerlingen en op de taalen rekenprestaties die zij leveren. Bij onze laatste vraagstelling gaat het er nu om of dit patroon voor alle leerlingen opgaat, of dat er voor risicoleerlingen sprake is van andere onderlinge relaties tussen achtergronden, psychosociaal functioneren en prestaties. Op basis van hun scores op de schaal voor risicoleerling (zie Appendix 1) hebben we leerlingen ingedeeld in drie groepen: een groep die door de leerkracht sterk als risicoleerlingen is beoordeeld (score groter dan 3.25), een groep die matig is beoordeeld (score tussen 2.75 en 3.25) en een groep die niet als risicoleerling is beoordeeld (score lager dan 2.75). De verdeling van de leerlingen over de risicogroepen in de vier onderzochte schooljaren wordt weergegeven in Tabel 4. Uit Tabel 4 blijkt dat in de hogere groepen iets meer dan een kwart van de leerlingen als risicoleerling kan worden benoemd en dat het aandeel met een sterk risico toeneemt over de groepen. In groep 2 is het aandeel risicoleerlingen lager en hebben leerkrachten (gezien de lagere n) ook vaker op dit punt geen oordeel over de leerlingen uitgesproken.4 Vervolgens is per afzonderlijk jaar met een meergroepenanalyse nagegaan of het algemene model in Tabel 3 past bij de data van de drie onderscheiden groepen risicoleerlingen (zie Appendix 2 voor details). Vrijwel steeds bleek dat het voor een goede fit nodig was om de directe effecten van motivatie op taal en rekenen vrij te laten tussen de risicogroepen. Daarnaast moest incidenteel een per jaar wisselend ander effect vrij worden geschat tussen de risicogroepen. Deze laatste effecten kunnen we als toevallige steekproeffluctuaties beschouwen, maar de vrij geschatte effecten van motivatie op taal en rekenen wijzen allemaal in dezelf-
15 PEDAGOGISCHE STUDIËN
Ped.Studie-1-03
17-01-2003
05:58
Page 16
Tabel 4 Aandeel leerlingen beoordeeld als matige en sterke risicoleerling
de richting: het belang van een goede motivatie voor de leerprestaties in taal en rekenen is voor zowel matige als sterke risicoleerlingen duidelijk kleiner dan voor de “gewone” leerlingen; soms is het effect bij hen zelfs negatief. Het lijkt er dus op dat bij risicoleerlingen een hoge motivatie niet helpt om goede resultaten te behalen of soms zelfs een belemmering daarvoor vormt.
7 Conclusies en discussie
16 PEDAGOGISCHE STUDIËN
In dit artikel zijn relaties tussen achtergronden, psychosociale variabelen en schoolprestaties onderzocht van ruim 2500 leerlingen die tussen schooljaar 1994/1995 en schooljaar 2000/2001 in het basisonderwijs doorstroomden van groep 2 naar groep 8. Daarvoor is gebruikgemaakt van gegevens uit het PRIMA-cohortonderzoek. Over de onderzochte basisschoolperiode is er natuurlijk sprake van een (continue) stijging van de prestaties in taal en rekenen, maar dit geldt niet voor de psychosociale variabelen, die hier gemeten zijn via oordelen van de leerkrachten. Het zelfvertrouwen blijft gemiddeld gelijk over deze periode, terwijl er bij welbevinden en motivatie sprake is van een geleidelijke daling, met alleen in groep 8 weer een lichte stijging. Met behulp van lineaire structurele modellen is nagegaan hoe achtergrondkenmerken van de leerlingen (geslacht, opleiding ouders, etnische herkomst), psychosociale variabelen (motivatie, zelfvertrouwen en welbevinden) en schoolprestaties (taal- en rekenvaardigheid) onderling samenhangen in de onderzochte groepen. Motivatie en zelfvertrouwen blijken in die analyse positieve effecten te hebben op het welbevinden en de schoolprestaties van de leerlingen, terwijl
welbevinden geen effect heeft op prestaties. De opleiding van de ouders heeft positief effect op de prestaties en op de motivatie van de leerlingen. Allochtone leerlingen hebben lagere prestaties, maar er zijn geen effecten op de psychosociale variabelen. Zij zijn dus niet minder gemotiveerd en er is bij hen geen sprake van een lager zelfvertrouwen of welbevinden dan bij autochtone leerlingen. Meisjes, ten slotte, kennen een positief effect op motivatie en welbevinden, maar scoren in de hogere groepen wel lager op rekenen. Er is geen sekseverschil in zelfvertrouwen gevonden. De genoemde samenhangen blijken in de onderzochte groepen van het basisonderwijs (groep 2, 4, 6 en 8) weinig te verschillen. Alleen in de kleutergroep zijn de effecten van geslacht en opleiding van de ouders iets afwijkend en verder is het positieve effect van motivatie op rekenen in groep 6 en 8 sterker dan in groep 2 en 4. Omdat dit slechts kleine afwijkingen zijn, kunnen we concluderen dat de onderlinge relaties tussen achtergronden, psychosociale variabelen en schoolprestaties over de hele basisschoolperiode globaal hetzelfde blijven. Onze laatste vraag was of de genoemde relaties ook gevonden worden bij risicoleerlingen. Uit de analyses blijkt dat er bij deze leerlingen één duidelijke afwijking van het algemene patroon optreedt: het belang van een goede motivatie voor de leerprestaties in taal en rekenen is voor risicoleerlingen duidelijk kleiner dan voor de “gewone” leerlingen; soms is het effect bij hen zelfs negatief. Het lijkt erop dat bij risicoleerlingen een hoge motivatie niet helpt om goede resultaten te behalen. We vermoeden dat dit ook een van de redenen is dat de leerkrachten deze leerlingen als risicoleerling beoordelen: dat bij hen zelfs een goede motivatie niet helpt om goede leerresultaten te behalen.
Ped.Studie-1-03
17-01-2003
05:59
Page 17
Dit brengt ons op een beperking van het onderzoek. Omdat de analysegroep bestaat uit leerlingen die onvertraagd doorstromen van groep 2 naar groep 8 zullen de “ergste” risicoleerlingen ontbreken in deze groep: de zittenblijvers en leerlingen die tussentijds zijn verwezen naar het speciaal onderwijs. Of de afwijkende relatie tussen motivatie en prestaties ook bij hen optreedt valt op grond van deze data niet te zeggen. De hier gebruikte onderzoeksopzet is in feite een vorm van trendanalyse, waarbij vier cross-sectionele analyses zijn uitgevoerd en vergeleken. Doordat we ons beperken tot steeds dezelfde groep leerlingen die doorstroomt van groep 2 naar groep 8, weten we zeker dat veranderingen over de jaren niet zijn toe te schrijven aan veranderingen in de samenstelling van de dwarsdoorsneden. Met betrekking tot de door ons gebruikte lineaire structurele modellering merken we op dat daarmee geen definitieve uitspraak kan worden gedaan over de onderlinge causaliteit tussen de gebruikte variabelen. Een ander model, met een andere causale ordening, kan mogelijk ook goed bij de data passen. Wel menen we dat het hier ontwikkelde model een plausibele beschrijving geeft van de samenhangen tussen de op één tijdstip gemeten psychosociale en cognitieve variabelen. Hoe beide typen variabele de metingen op een volgend tijdstip beïnvloeden, kan alleen in een puur longitudinaal design worden onderzocht, waarin bijvoorbeeld eerdere prestaties ook effect kunnen hebben op de psychosociale variabelen op een volgend tijdstip. Het ligt in het voornemen om een dergelijke longitudinale analyse in de toekomst ook uit te voeren. In dit onderzoek zijn de psychosociale variabelen indirect gemeten via beoordelingen van leerlingen door de leerkrachten. Hoewel dit goed te verdedigen is, lijkt het toch interessant om het onderzoek uit te breiden naar de (longitudinale) ontwikkeling van bij de leerlingen zelf gemeten psychosociale variabelen. Deze zijn in PRIMA beschikbaar voor de hogere groepen van het basisonderwijs. Welbevinden van leerlingen op school blijkt niet zelf een relatie met hun prestaties te hebben. Mogelijk is welbevinden vooral van invloed op prestaties in een taakspecifieke
situatie, zoals het in het model van Boekaerts (1992) is opgenomen, en is er nauwelijks invloed op prestaties als een meer globaal welbevinden op school wordt onderzocht, zoals in dit onderzoek. Wel mag dan, zoals ook gevonden, een relatie tussen dit algemene welbevinden op school, en motivatie en zelfvertrouwen van leerlingen verwacht worden. Het onderzoek bevestigt de verwachte positieve samenhang tussen motivatie en leerresultaten. Tegelijk zien we ook in het basisonderwijs dat er sprake is van een afname van motivatie over de onderzochte schoolperiode; een afname die, zoals eerder gesteld, ook in het voortgezet en hoger onderwijs wordt gevonden. Het blijkt dat motivatie van leerlingen afneemt over een schoolperiode, zowel in basis-, voortgezet als hoger onderwijs. Alleen tegen het eind neemt de motivatie weer toe, zoals ook Gottfried, Fleming en Gottfried (2001) vonden. Deze resultaten stemmen overeen met de vanouds bekende ‘goal gradiënt’-hypothese van Miller (1944). De motivatie zal toenemen als het eind van een traject in zicht komt. Dit doet veronderstellen dat een onderwijsorganisatie, waarin het onderwijs uit verschillende korte afgeronde perioden bestaat, de motivatie van leerlingen goed zou doen. Leerlingen moeten deze perioden als steeds een nieuwe stap in hun onderwijsloopbaan kunnen beschouwen, zodat de nieuwsgierigheid geprikkeld wordt. Dit zal hun intrinsieke motivatie voor leren stimuleren (Malona & Lepper, 1987). Motivatie neemt af, zoals we zagen, en het lijkt van belang om te zorgen dat leerlingen zo weinig mogelijk gedemotiveerd raken. Motivatie en - in wat mindere mate - zelfvertrouwen van leerlingen blijken wel duidelijk gerelateerd aan hun prestaties voor taal en rekenen. Daarmee zijn het voorkomen van demotivatie en zorg voor het in stand houden van voldoende zelfvertrouwen bij leerlingen een belangrijke taak voor het onderwijs. Een mogelijkheid om dit te bereiken zou kunnen liggen in het meer gebruikmaken van formatieve evaluatievormen als aanvulling op het summatief beoordelen op school. Voor leerlingen die als risicoleerling werden beoordeeld, lijkt dit echter niet voldoende. Een speciale zorg in het onderwijs aan deze leerlingen is geboden, ook volgens hun
17 PEDAGOGISCHE STUDIËN
Ped.Studie-1-03
17-01-2003
05:59
Page 18
leerkrachten. Binnen samenwerkingsverbanden in het kader van het “Weer samen naar school”-beleid vormt de ontwikkeling van adaptief onderwijs in het reguliere basisonderwijs een belangrijke doelstelling. Adaptief onderwijs zou risicoleerlingen de benodigde leerlingenzorg moeten kunnen bieden.
zoek. Tweede meting 1996/1997. Nijmegen, ITS Driessen, G., Langen, A. van, & Vierke, H. (2000) Basisonderwijs: veldwerkverslag, leerlinggegevens en oudervragenlijst. Basisrapportage PRIMA-cohortonderzoek.
Derde
meting
1998/1999. Nijmegen, ITS Driessen, G. Langen, A. van, & Vierke, H. (2002). Basisonderwijs: veldwerkverslag, leerlingge-
Noten
gevens en oudervragenlijst. Basisrapportage PRIMA-cohortonderzoek.
Vierde
meting
2000/2001. Nijmegen, ITS.
1
Dit onderzoek is uitgevoerd met subsidie van
2
Andere analyses op dezelfde dataset zijn ge-
ment fit: Developmentally appropriate class-
bruikt in Stoel, Peetsma, & Roeleveld (in 2002
rooms for early adolescents. In R. Ames, & C.
aangeboden ter publicatie).
Ames (Eds.), Research on motivation in edu-
De effectgrootte is het verschil in gemiddelden,
cation (Vol. 3, pp. 139-181). New York: Acade-
NWO / PROO.
3
gedeeld door de (overall) standaarddeviatie. 4
Eccles, J.S., & Midgley, C. (1989). Stage/environ-
mic Press.
Cohen (1988) noemt effecten van 0.20, 0.50 en
Enders, C. K., & Bandalos, D. L. (2001). The rela-
0.80 respectievelijk ‘weak’, ‘medium’ en ‘strong’.
tive performance of full information maximum
De aantallen in groep 8 zijn zoveel lager doordat
likelihood estimation for missing data in struc-
het leerlingprofiel slechts voor een deel van de
tural equation models. Structural Equation
leerlingen diende te worden ingevuld.
Modeling, 8, 430-457. Erikson, E.H. (1968). Identity, youth and crisis. New York: Norton.
Literatuur
Fennema, E. (1984). Girls, woman, and mathematics. In E. Fennema, & M.J. Ayer (Eds.),
Atkinson, J.W., & Feather, N.T. (Eds.) (1966). A theory of achievement motivation. New York: Wiley.
ley, CA: McCutchan. Fennema, E., & Sherman, J. (1977). Sex-related
Bandura, A. (1997). Self-efficacy; the exercise of
differences in mathematics achievement, spa-
control. New York: Freeman and Company.
tial visualization and affective factors. Ameri-
Boekaerts, M. (1992). The adaptable learning
can Educational Research Journal, 14, 51-71.
process: Initiating and maintaining behaviour-
Frijda, N. (1986). The emotions. Cambridge:
al change. Applied psychology: An International Review, 41, 377-397.
Cambridge University Press. Gottfried, A.E., Fleming, J.S., & Gottfried, A.W.
Boekaerts, M. (1993). Being concerned with well-
(2001). Continuity of academic intrinsic moti-
being and with learning. Educational Psycho-
vation from childhood through late adoles-
logist, 28(2), 149-167.
cence: a longitudinal study. Journal of Educa-
Browne, M. W., & Cudeck, R. (1992). Alternative ways of assessing model fit. Sociological Methods & Research, 21, 230-258. Burns, R. (1982). Self-concept development and education. New York: Holt, Rinehart and Wins-
18
Women and education (pp. 137-164). Berke-
ton.
tional Psychology, 93, 3-13. Hansford, B.C., & Hattie, J.A. (1982). The relationship between self and achievement/performance measures. Review of Educational Research, 52, 1015-1023. Harter, S. (1985). Processes underlying self-con-
PEDAGOGISCHE
Cohen, J. (1988). Statistical power analysis for
cept formation in children. In J. Suls, & A.
STUDIËN
the behavioural sciences. New York: Acade-
Greenwald (Eds.) Psychological perspectives
mic Press
on the self. Hillsdale, NJ: Erlbaum.
Driessen, G., Langen, A. van, Portengen, R., &
Heckhausen, H. (1977). Achievement motivation
Vierke, H. (1998) Basisonderwijs: veldwerk-
and its constructs: A cognitive model. Motiva-
verslag, leerlinggegevens en oudervragenlijst. Basisrapportage PRIMA-cohortonder-
tion and Emotion, 1, 283-329. Hofman, A., Jong, U. de, Leeuwen, M. van, Berg,
Ped.Studie-1-03
17-01-2003
05:59
Page 19
M. van den, Boom, J. de, Graaf, D. de, & Roeleveld, R. (2001). Studentenmonitor 2000. Zoetermeer: Ministerie van Onderwijs, Cultuur en Wetenschappen. Jöreskog, K.G., & Sörbom, D. (1996) Lisrel 8 user’s reference guide. Chicago: SSI. Jungbluth, P., Langen, A. van, Peetsma, T., &
American Educational Research Association, San Francisco, CA. Miller, N.E. (1944). Experimental studies of conflict. In J. McV. Hunt (Ed.), Personality and the behavior disorders. New York: Ronald. Muthén, B., Kaplan, D., & Hollis, M. (1987). On structural equation modeling with data that
Vierke, H. (1996). Leerlinggegevens basison-
are not missing completely at random. Psy-
derwijs en speciaal onderwijs. Technische
chometrika, 52, 431-462.
rapportage PRIMA-cohortonderzoek 1994/95
Muthén, B., & Muthén, L. (1998). Mplus 1.04.
Amsterdam / Nijmegen: SCO-Kohnstamm In-
[Statistical software]. Los Angeles: Muthén &
stituut / ITS.
Muthén.
Jungbluth, P., Roede, E., & Roeleveld, J. (2001).
Nicholls, J.G. (1978). The development of the
Validering van het PRIMA-leerlingprofiel.
concepts of effort and ability, perception of
Reeks secundaire analyses op de PRIMA-
own attainment, and the understanding that
cohort bestanden. Amsterdam: SCO-Kohn-
difficult tasks require more ability. Child devel-
stamm Instituut.
opment, 49, 800-814.
Langen, A. van, Vierke, H., & Robijns, M. (1996).
Peetsma, T.T.D. (1997). Decline in pupils’ motiva-
Veldwerkverslag basisonderwijs en speciaal
tion during secondary education. Paper pre-
onderwijs. Technische rapportage PRIMA-co-
sented at the Seventh European Conference
hortonderzoek 1994/95. Nijmegen/Amster-
for Research on Learning and Instruction,
dam: ITS/SCO-Kohnstamm Instituut.
Athens.
Lazarus, R.S. (1991a). Cognition and motivation
Peetsma, T.T.D. (2000). Future time perspective as
in emotion. American Psychologist, 46, 352-
a predictor of school investment. Scandinavian
367.
Journal of Educational Research, 44, 179-194.
Lazarus, R.S. (1991b). Progress on a cognitive-
Peetsma, T., Hascher, T., & Roede, E. (2000). Re-
motivational-relational theory of emotion.
lations between students’ well-being and mo-
American Psychologist, 46, 819-834.
tivation. Paper presented at the International
Leij, A. van der (1985). Uitgangspunten van een
Conference on Motivation of the Workshop on
geconcentreerde aanpak. In A. van der Leij
Achievement and Task Motivation (WATM)
(Red.), Zorgverbreding; bijdragen aan speci-
and the EARLI-SIG ‘Motivation and Emotion’
aal onderwijs aan basisonderwijs. Nijkerk: INTRO.
in Leuven. Peetsma, T.T.D., & Sinkeldam, I. (1995). Toe-
Little, R.J.A., & Rubin, D.B. (1987). Statis-
komstperspectief en motivatie van allochtone
tical analysis with missing data. New York:
en autochtone leerlingen. In J. Dronkers, H.
Wiley.
Kleijer, H. Riddersma, & G.C. de Vries (Reds.)
Maehr, M.L., & Braskamp, L.A. (1986). The moti-
Onderwijs en verzorgingsstaat (pp.125–133).
vation factor; A theory of personal investment.
Amsterdam: SISWO/Instituut voor Maat-
Lexington, Massachusetts/Toronto: Lexington Books.
schappijwetenschappen. Peetsma, T.T.D., Wagenaar, E., & Kat, E. de
Malone, T., & Lepper, M.R. (1987). Making learn-
(2001). School motivation, future time per-
ing fun: A taxonomy of intrinsic motivations for
spective and well-being of high school stu-
learning. In R. Snow, & M. Farr (Eds.), Apti-
dents in segregated and integrated schools in
tude, learning, and instruction (Vol. 3, pp. 223-
The Netherlands and the role of ethnic self-
253). Hillsdale, NJ: Erlbaum.
description. In J.K. Koppen, I. Lunt, & C. Wulf
Mavrogenes, N.A., & Bezruczko, N. (1993). In-
(Eds.) Education in Europe; Cultures, Values,
fluences on writing development. Journal of
Institutions in transition (pp. 54-74). Mün-
Educational Research, 86, 237-245.
ster/New York: Waxmann.
Meyer, M.R., & Fennema, E., (1986, April). Gender
Piaget, J. (1955). The development of time con-
differences in the relationships between affec-
cepts in the child. In P. Hoch, & J. Zubin (Eds.)
tive variables and mathematical achievement.
Psychopathology of Childhood (pp. 34-44),
Paper presented at the annual meeting of the
New York: Grune & Stratton.
19 PEDAGOGISCHE STUDIËN
Ped.Studie-1-03
17-01-2003
05:59
Page 20
Pintrich, P. R., & Groot, E. de (1990). Motivation-
Veen, I. van der, & Meijnen, G.W. (2001). The in-
al and self-regulated learning components of
dividual characteristics, ethnic identity, and
classroom academic performance. Journal of
cultural orientation of successful secondary
Educational Psychology, 82, 33-40.
school students of Turkish and Moroccan
Roede, E. (1989). Explaining student investment; an investigation of high school students’ retro-
background in The Netherlands. Journal of Youth and Adolescence, 30, 539-560.
spective causal accounts of their investment
Verkuyten, M. (1992). Zelfbeleving van jeugdige
in school. Amsterdam: SCO, Universiteit van
allochtonen; een socio-psychologische benadering. Amsterdam/Lisse: Swets & Zeitlinger.
Amsterdam. Roede, E. (1997). Gemakkelijker gezegd dan gedaan; aandacht voor het denken en het gevoel van de leraar. In K. van der Wolf, & E.
Vierke, H. (1995) De PRIMA-toetsen gecalibreerd. Nijmegen: ITS. Vorst, H.C.M. (1985). SVL normen per leerling,
Roede (Reds.) Opstaan voor onderwijsverbe-
per klas en per vraag. Nijmegen: Berkhout.
tering (pp. 152-162). Groningen: Wolters-
Vroom, V.H. (1964). Work and Motivation. New York: Wiley.
Noordhoff. Roeleveld, J., & Portengen, R. (1998) Uitval en
Weinert, F.E., Schrader, F.W., & Helmke, A.
instroom bij het PRIMA-cohortonderzoek.
(1989). Quality of instruction and achievement
Amsterdam/Nijmegen: SCO-Kohnstamm In-
outcomes. International Journal of Education-
stituut / ITS
al Psychology, 13, 895-912.
Roeleveld, J., & Vierke, H. (2002) Uitval en instroom bij de derde meting van het PRIMAcohortonderzoek.
Manuscript aanvaard: 22 november 2002
Amsterdam/Nijmegen:
SCO-Kohnstamm Instituut / ITS. Manuscript ter publicatie aangeboden.
Auteurs
Schweinhart, L.J., Weikart, D.P., & Larner, M.B. (1986). Consequences of three pre-school
Thea Peetsma en Jaap Roeleveld zijn als
curriculum models. Early Childhood Research
senior onderzoeker verbonden aan het SCO-
Quarterly, 1, 15-45.
Kohnstamm Instituut van de Universiteit van Am-
Simons, J., DeWitte, S., & Lens, W. (2002). The
sterdam.
future motivates; Experimentally manipulated utility influences performance through motivat-
Reinoud Stoel is als assistent-in-opleiding ver-
ed behavior. Paper Submitted for Publication.
bonden aan hetzelfde instituut.
Skaalvik, E.M., & Rankin, R.J. (1996, August). Studies of academic self-concept using a
Correspondentieadres: Thea Peetsma, SCO-
Norwegian modification of the SDQ. Paper
Kohnstamm Instituut, Universiteit van Amster-
presented at the XXVI International Congress
dam, Postbus 94208, 1090 GE Amsterdam,
of Psychology, Montreal.
e-mail:
[email protected]
Skaalvik, E.M., & Valas, H. (1999). Relations among achievement, self-concept, and motivation in Mathematics and Language Arts: A longitudianal study. Journal of Experimental Education, 67, 2, 135-149. Steiger, J.H. (1990). Structural model evaluation and modification: an interval estimation ap-
20 PEDAGOGISCHE STUDIËN
proach. Multivariate Behavioral Research, 25, 163-180. Stoel, R.D., Peetsma, T.T.D., & Roeleveld, J. (2002). Relations between the development of motivation, self-confidence and language achievement in elementary education: a multivariate latent growth curve approach. Manuscript ter publicatie aangeboden.
Ped.Studie-1-03
17-01-2003
05:59
Page 21
Abstract Stability and change of the relation between psychosocial functioning and school achievement in primary education Using structural equation modeling, this article models the relations between achievement (language/ mathematics), psychosocial factors, and biographical factors, using a sample of 2693 subjects measured on four consecutive occasions. Data are taken from the PRIMA cohort study in The Netherlands. The increase in both language achievement and mathematics, and the decrease of motivation are in correspondence with our expectations; over all, selfconfidence remains the same and well-being decreases. Motivation, self-confidence, and SES have a positive effect on school achievement; a higher SES leads, in addition, to higher motivation. Ethnicity has a negative effect on school achievement: children from an ethnical background achieve less. Girls have a higher motivation, and better well-being than boys. The pattern of relations remains more or less the same across the four measurement occasions. Pupils at risk show smaller effects of motivation on achievement than other children.
Appendix 1. Schalen uit het Leerlingprofiel In dit artikel worden vier schalen gebruikt met items uit het PRIMA-Leerlingprofiel, die in de vier opeenvolgende PRIMA-metingen ongewijzigd zijn. De scoring op de items loopt van 1 (beslist onwaar) tot 5 (beslist waar).
21 PEDAGOGISCHE STUDIËN
Ped.Studie-1-03
17-01-2003
05:59
Page 22
Appendix 2. Nadere gegevens modelschattingen De volgende tabel geeft de parameterschattingen van het lineaire structurele model, dat per afzonderlijk jaar gefit is bij de data van dat jaar (paragraaf 5).
22 PEDAGOGISCHE STUDIËN
Ped.Studie-1-03
17-01-2003
05:59
Page 23
Modelaanpassingen bij de analyses per risicogroep
23 PEDAGOGISCHE STUDIËN
