Confirmatieve factoranalyses

Op basis van de confirmatieve factoranalyses is een aantal veranderingen aangebracht in de oorspronkelijke constructen. In totaal zijn 43 items, verdeeld over de verschillende latente variabelen verwijderd (zie bijlage C). Eén latente variabele is weggevallen omdat daar maar één item van overbleef. Twee latente variabelen zijn samengevoegd omdat zij perfect bleken te correleren: het creëren van een leeromgeving en de rolconstructie ten aanzien van het creëren van een leeromgeving. Een aantal constructen, namelijk 'rolconstructie thuis' en 'tijd en energie thuis’ enerzijds en anderzijds ‘uitnodigingen van het kind thuis’ en ‘helpen bij schooltaken’ bleek zeer sterk, maar niet perfect, met elkaar te correleren. Omdat dit inhoudelijk om zeer verschillende constructen gaat, is ervoor gekozen deze niet samen te voegen. Het eindmodel is op basis van 1170 respon-

denten getoetst met de overgebleven 99 items en 22 latente variabelen (Tabel 5.1). Dit model past goed (χ² (4521 (df)) = 11914.82, p<.000, CFI=.907, TLI = .900 en RMSEA = .039).

Tabel 5.1 Latente variabelen na confirmatieve factoranalyse

Psychologische

kenmerken Gezinscontext Interactie kenmerken Ouderbetrokken-heid op school Ouderbetrokken-heid thuis Efficacy Tijd en energie

t.a.v. ouderbe- trokkenheid op school

Omgang met het

kind Helpen op school Helpen bij schooltaken Rolconstructie t.a.v. ouderbe- trokkenheid op school Tijd en energie t.a.v. ouderbe- trokkenheid thuis Uitnodigingen van het kind voor ouderbetrokken- heid thuis Praten over school Rolconstructie t.a.v. ouderbe- trokkenheid thuis

Financiële zorgen Uitnodigingen van het kind voor ouderbetrokken- heid op school

Creëren leerom- geving

Resultaatgerichte

leeroriëntatie Steun uit de omgeving Uitnodigingen van de leraar voor ouderbe- trokkenheid thuis Kind steunen Ontwikkelings- gerichte leer- oriëntatie Netwerk Uitnodigingen van de leraar voor ouderbe- trokkenheid op school Druk uitoefenen op het kind Verwachtingen

In Tabel 5.2 staan de kenmerken van de schalen beschreven. De betrouwbaarheid (alpha) van de schalen varieert tussen .61 en .86. Eén schaal, de ontwikkelingsgerichte leeroriëntatie is niet voldoende betrouwbaar (α=.56).

Tabel 5.2 Kenmerken van schalen behorende bij latente variabelen na confirmatieve factoranalyses

Schaal Aantal items N Alpha Range Rit’s Verwijderde items Efficacy 7 1134 .79 .36-.69 1 Rolconstructie t.a.v. ouderbetrokkenheid op school 4 1117 .77 .37-.67 3 Rolconstructie t.a.v. ouderbetrokkenheid thuis 5 1112 .73 .43-.53 1 Creëren leeromgeving

(samengesteld o.b.v. rolconstructie t.a.v. creëren leeromgeving en creëren leeromgeving) 5 1046 .83 .49-.72 7 Resultaatgerichte leeroriëntatie 2 1144 .66 .50 4 Ontwikkelingsgerichte leerorientatie 3 1136 .56 .34-.42 3 Verwachtingen 6 1131 .82 .50-.66 -

Tijd en energie (school) 4 1066 .85 .58-.76 2

Tijd en energie (thuis) 6 1063 .81 .52-.66 -

Financiële zorgen 2 1115 .84 .73 -

Stressvolle context 1 . . . 1

Steun uit omgeving 5 1170 .70 .40-.50 3

Netwerk 5 1079 .65 .46-.62 1

Omgang met kind 6 1112 .76 .18-.60 -

Uitnodigingen van kind thuis 4 1078 .73 .30-.64 5

Uitnodigingen van kind school 5 1030 .78 .36-.73 2

Uitnodigingen van leraar thuis 7 945 .86 .49-.74 2

Uitnodigingen van leraar school 7 987 .84 .40-.73 -

Helpen op school 3 1053 .85 .69-.77 -

Helpen bij schooltaken 3 1041 .84 .67-.74 -

Praten over school 2 1060 .62 .47 1

Kind steunen 5 1033 .73 .44-.61 2

Druk uitoefenen op het kind 3 1019 .614 .23-.47 4

5.2 Meetinvariantie

Zoals besproken in paragraaf 4.3.2, is nagegaan in hoeverre de metingen van de constructen voor ouderbetrokkenheid meetinvariant zijn voor onderscheiden groepen ouders. Het gaat om de volgende groepen: ouders uit het basis- en voortgezet onderwijs, ouders uit groep 4 en groep 7, ouders met een laag, middelbaar of hoog opleidings-

niveau, ouders van jongens en meisjes en ouders die thuis alleen Nederlands spreken met hun kinderen en ouders die Nederlands en/of een andere taal spreken met hun kinderen. De uitkomsten van de analyses staan in Tabel 5.4.20

Tabel 5.4 Resultaten meetinvariantie analyses. Weergegeven zijn de aantallen per groep (N1/N2/ N3), de χ2 _{-waarde, aantal vrijheidsgraden (df) en p-waarde, en daarnaast de RDR-waarde (t.b.v.}

toetsen fitvermindering, zie par. 4.3.2) en het 90% betrouwbaarheidsinterval en acceptatiewaarden (p-accept) van de uitgeprobeerde RDR-waarden. Dit alles voor het verschil in passing van het metric model tegenover het configural model en het scalar model tegenover het metric model.

Groepen N1/N2/N3 Metric vs. configural Scalar vs. metric χ2_{; df; p RDR+90% C.I.} (RDR+p-accept) χ 2_{; df; p RDR+90% C.I.} (RDR+p-accept) Basisonderwijs – voortgezet onderwijs 521/649 317.99; 77; .000 .07 (.07-.08)<.05 (.0001) <.08 (.9059) 984.83; 77; .000 .14 (.13-.15) <.08 (.0001) <.10 (.0001) Groep 4 – groep 7 154/201 229.34; 77; .000 <.05 (.0001).11 (.09-.12) <.08 (.0038) <.10 (.2598) 233.40; 77; .000 .11 (.09-.12) <.05 (.0001) <.08 (.0024) <.10 (.2147) Jongens - meisjes 538/601 173.99; 77; .000 .05 (.04-.06)<.05 (.6857) 83.41; 77; .289 Opl.niv hoog – midden - laag 541/441/149 427.13; 154; .000 .07 (.06-.08)<.05 (.0001) <.08 (.9921) 800.85; 154; .000 <.05 (.0001).11 (.10-.11) <.08 (.0001) <.10 (.0950) Nederlandstalig / anderstalig 903/255 354.13; 77; .000 .08 (.07-.09)<.05 (.0001) <.08 (.5748) 496.25; 77; .000 .10 (.09-.11) <.05 (.0001) <.08 (.0003) <.10 (.7165) Voor de ouders uit het primair (N=521) en voortgezet onderwijs (N=649) blijkt het model waarbij over groepen heen gelijke factorladingen zijn, maar verschillende intercepten en residuen (metric), niet significant slechter te passen dan het model waarbij alle parameters vrij mogen variëren tussen groepen (configural) (χ² = 317.99; df = 77; p =.000). Deze uitkomst geldt voor een RDR-waarde van .07 (.07<p<.08), wat betekent is dat er sprake is van een acceptabele metric meetinvariantie.

20 _{De meetinvariantie-analyses voor de groepen geslacht kind, opleidingsniveau en thuistaal zijn} uitgevoerd over de totale groep ouders, dus basis- en voortgezet onderwijs samengevoegd.

Dit betekent dat voor het totale model aangenomen kan worden dat weliswaar niet op dezelfde schaal gemeten wordt bij ouders in het primair en voortgezet onderwijs, maar dat de constructen wel hetzelfde betekenen. Het is aannemelijk dat in het basis- onderwijs de respondenten de antwoordmogelijkheden op de Likertschalen anders hebben geïnterpreteerd dan de respondenten uit het voortgezet onderwijs. Om het nog concreter te maken, bij een ouder en kind die eens in de week een conflict hebben, kan dit voor de ene ouder een reden zijn om in te vullen dat het kind en hij/zij bijna nooit conflicten hebben, terwijl een andere ouder dit al best vaak vindt. Zonder te corrigeren voor schaalverschillen kunnen de onderzoeksresultaten van deze groepen ouders niet met elkaar worden vergeleken. In dit proefschrift worden de onderzoeksresultaten met betrekking tot het basis- en voortgezet onderwijs daarom apart behandeld.

Vanwege de geschonden scalar meetinvariantie voor ouders uit het basis- en voortgezet onderwijs (zie Tabel 5.4) is de modelfit van het structurele model voor basis- en voortgezet onderwijs apart berekend. Het model voor het basisonderwijs blijkt iets minder goed te passen dan het totaalmodel: χ² (4521 (df)) = 7685.19, p<.000, CFI=.87, TLI = .86 en RMSEA = .04. Het model voor het voortgezet onderwijs past juist iets beter: χ² (4521 (df)) = 7560.12, p<.000, CFI=.91, TLI = .90 en RMSEA = .03. Voor de presentatie van de overige onderzoeksresultaten geldt dat deze per onderwijssoort worden beschreven. Dan de meetinvariantie voor de ouders van de groepen 4 en 7 op de basisschool (N = 355). Uit de analyses blijkt dat de metric meetinvariantie net houdt: de RDR is net boven .10. Als we echter toetsen of de RDR significant groter is dan .10, dan kunnen we de nulhypothese niet verwerpen. Aangenomen wordt dus dat de werkelijke RDR niet groter is dan .10. De metric invariantie wordt daarom geaccepteerd. Vervolgens blijkt ook de scalar meetinvariantie net te houden. Ook hier is RDR net groter dan .10, maar niet significant groter dan .10. Wederom wordt besloten ook hier weer uit te gaan van meet- invariantie. Dus zowel het toetsen van de scalar als de metric meetinvariantie laten zien dat beide vormen op de rand zitten van wel of niet aannemen, maar bij beide toetsen kan een RDR van .10 of lager niet verworpen worden (zie Tabel 5.4). Omdat de voorkeur uitgaat naar een model waarbij voor verschillende groepen dezelfde constructen op dezelfde schaal worden gemeten, wordt hier dus twee keer een minder goed passend model geaccepteerd (χ² = 233.40; df = 77; p =.000; RDR =.11 (.09<p<.12)). Vanwege deze hoge RDR-waarden, is enige voorzichtigheid geboden bij het trekken van conclusies als de resultaten van ouders van de groepen 4 en 7 met elkaar worden vergeleken.

Vervolgens is gekeken naar het opleidingsniveau van ouders en of het model voor deze groepen meetinvariant is. De ouders zijn hiervoor verdeeld in een groep met een laag opleidingsniveau (geen opleiding t/m vmbo; N=149), een middelbaar opleidings- niveau (mbo, havo of vwo; N=441) en een hoog opleidingsniveau (hbo of wo; N=541). Ook hier blijkt dat zowel het model met gelijke factorladingen en gelijke intercepten (scalar) als het model met over groepen heen gelijke factorladingen, maar met verschil- lende intercepten en residuen (metric) stand houdt, maar alleen als een iets hogere RDR-waarde wordt geaccepteerd (.11 (.10<p<.11)), het scalar model kan worden geac- cepteerd (χ² = 800.85; df = 154; p =.000). Wederom geldt dat terughoudendheid op zijn plaats is bij het trekken van conclusies over de vergelijking tussen deze groepen ouders. Ook is onderzocht of het model meetinvariant is voor ouders van jongens (N=538) en meisjes (N=601). Dan blijkt dat het model met gelijke factorladingen en gelijke intercepten (scalar) niet significant slechter past dan het model met over groepen heen gelijke factorladingen, maar met verschillende intercepten en residuen (metric) (χ² = 233.40; df = 77; p =.000). Dit geldt voor een RDR-waarde <.05. De verschillende constructen van ouderbetrokkenheid betekenen hetzelfde voor ouders van jongens en meisjes en worden ook op dezelfde schaal gemeten.

Ten slotte is onderzocht of het model meetinvariant is voor ouders die thuis alleen Nederlands spreken met hun kinderen (N=903) en ouders die thuis Nederlands en/ of een andere taal spreken met hun kinderen (N=255). Uit de analyses blijkt dat het model met gelijke factorladingen en gelijke intercepten (scalar) niet significant slechter past dan het model met over groepen heen gelijke factorladingen, maar met verschil- lende intercepten en residuen (metric) (χ² = 496.25; df = 77; p =.000). Dit geldt voor een RDR-waarde van .10 (.09<p<.11). De verschillende constructen van ouderbetrokkenheid betekenen hetzelfde voor ouders die thuis alleen Nederlands spreken met hun kinderen en ouders die Nederlands en/of een andere taal spreken en worden ook op dezelfde schaal gemeten.