n rplt vn ht ndrz vn Ktr MAA E. OE tl -...

taal

TV KIJKEN EN DE LEESPRESTATIESeen replicatie van het onderzoek van Kooistra

MARTA E. OTTER

) 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 90-6813-449-3Trefw.: televisie kijken ; leesvaardigheid.

Alle rechten voorbehouden. Niets uit deze uitgave mag worden verf elvuldigd, opgeslagen in eengeautomatiseerd gegevensbestand, of openbaar gemaakt, in enige v rm of op enige wijze, hetzijelectronisch, mechanisch, door fotocopieën, opnamen, of op enige manier, zonder voorafgaandeschriftelijke toestemming van de uitgever.

All rights reserved. No part of this publication may be reproduced, stored in a retrieval ortransmitted, in any form or by any means, electronic, mechanica!, photocopying, orwithout the prior written permission of the publisher.

Uitgave en verspreiding :Stichting Kohnstamm Fonds voor Onderwijsresearch, SCOMevrouw W. Sargentini, Grote Bickersstraat 72, 1013 KS Amsterdamtel.: 020-5550357/300

© Stichting Centrum voor Onderwijsonderzoek (SCO)

DANKBETUIGING

In ben veel dank verschuldigd aan Rob Schoonen. Zijn vele grote en kleine op- enaanmerkingen hebben mij de nodige steun gegeven. Ook Joop Hox dank ik. Zijnvakmanschap gekoppeld aan zijn grote didactische kwaliteiten hebben ervoorgezorgd dat ik mij de LISREL analyse-techniek in korte tijd eigen heb kunnenmaken. Daarbij is Joop meelezer geweest. In deze rij hoort ook Kees de Glopperthuis. In de eerste plaats heeft Kees meegeschreven aan het onderzoeksplan, maarook 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 hetbegrip leesattitude. Ten slotte ben ik dank verschuldigd aan Gerrit Saaltink. Hij heeftvoor mij alle figuren gemaakt en de lay-out verzorgd.

Amsterdam, mei 1995

INHOUD

1. INLEIDING

1Doel en vraagstellingen van het onderzoek

3

Opzet van het onderzoeksrapport 4

2. MODELLEN EN HYPOTHESEN 7

Basismodel al: De invloed van het TV kijken op de leesfrequentie 8Basismodel a2: De invloed van het TV kijken op de leesprestaties 10Verklaringsmodellen 12

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

leesprestaties 13

3. 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 69

Kwaliteit van de vragenlijsten 69

Basis- en verklaringsmodellen 73

Onderzoeksresultaten van Koolstra versus onze bevindingen 80

Implicaties van het onderzoek 85

LITERATUURERATUUR 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 leesplezierverminderingshypo-

these 100

Bijlage 10 Resultaten van Kooistra's leesconcentratieverminderings-

hypothese 101

Bijlage 11 Resultaten van Kooistra's leesplezierverminderingshypo-

these 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 bovenge-

noemde 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 onder-

zoek 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 kinderpro-

gramma'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 inleerjaar 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 eendui-

dig 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 onder-

zoek 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 overduide-

lijke overeenkomsten, diverse interessante verschillen. Er bestaan verschillen in de

getoetste modellen (uitgestelde versus directe effecten), het gebruikte instrumentari-

um (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 leesfre-

quentie. Opvallend is ook dat Koolstra in een gedeelte van zijn gegevens wel een

effect van de leesfrequentie op de leesvaardigheid constateert, terwijl Otters hoofd-

conclusie 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 onder-

zoeksrapport 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 onder-

zoek 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 verklaringsmodel-

len 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 nage-

gaan 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 hetlezen. In Hoofdstuk 2 worden deze hypothesen uitgebreid besproken.

4 TV kijken en de leesprestaties

vragenlijsten voor het meten van mentale inspanning tijdens het lezen en de leesatti-

tude. Het onderzoek naar de soortgenoot-validiteit van genoemde vragenlijsten heeft

ertoe geleid dat het onderzoeksinstrumentarium is uitgebreid met een (reeds bestaan-

de) vragenlijst voor het meten van leesactiviteiten en een (reeds bestaande) vragen-

lijst 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 vragen-

lijsten 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 onderzoeksrapportIn 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 onderha-

vige 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 (onderzoeks-

vraag 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 test-hertestbetrouwbaarheid gepresenteerd. Ten slotte worden gegevens vermeld van desoortgenoot-validiteit van de vragenlijsten voor het meten van mentale inspanningtijdens 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 deinvloed van het TV kijken op de leesfrequentie en op de leesprestaties. Vervolgenskomen de verklaringsmodellen aan de orde.

In hoofdstuk 6 wordt het onderhavige onderzoek samengevat en besproken. Inde discussie zal worden ingegaan op de mogelijke oorzaken die de verschillen inuitkomsten 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 correlatio-

neel van aard is. Dit betekent dat men op grond van de onderzoeksresultaten uitslui-

tend 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 lees- en 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-

3Cook & Campbell (1979) stellen dat men pas mag spreken van causaliteit indien (I) de oorzaakcovarieert met het effect; (2) de oorzaak aan het gevolg is vooraf gegaan; (3) de oorzaak actief isgemanipuleerd. Met name de laatste voorwaarde is volgens Cook & Campbell van belang omdat daardoortheoretische en schijnbaar oorzakelijke verbanden in de natuur 'ontmaskerd' worden.

In sociaal wetenschappelijk onderzoek is het op ethische en/of praktische gronden veelal zeermoeilijk 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 beideonderzoeken correlationeel van aard zijn en men met causale uitspraken de grootst mogelijke voorzich-tigheid moet betrachten.


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 leesfrequen-

tie, vervolgens het basismodel voor de invloed van het TV kijken op de leespresta-

ties. Daarna komen de verklaringsmodellen aan de orde. Omdat de verklarings-

modellen voor de invloed van het TV kijken op de leesfrequentie of op de leespres-

taties 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 leesfrequentieDe 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-


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 leesprestatiesDe 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.

11Modellen en hypothesen

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 leespres-

taties zijn analoog aan het model voor de invloed van het TV kijken op de leesfre-


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 leesfre-quentie omdat wat vaker kijken niet direct zal leiden tot achterstand in de leespresta-

ties, 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 leespres-

taties 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 bespre-

ken 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 (leesplezierverminderingshypo-

these) 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: Verklaringsmodel voor de invloed van het TV kijken op de leesfrequentie

KanttekeningenElk 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 leespres-tatiesKooistra 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.


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 veronder-

stelde lage niveau tijdens het kijken veroorzaakt dat kinderen geen mentale inspan-

ning 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 mentale-

inspanningsvragenlijsten 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 aanwij-

zingen 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


geworden als de hypothese veronderstelt. Dat kinderen minder lezen dan vroegerhoeft 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 TVkijken in het algemeen als een plezierige bezigheid beschouwen, verwachten dat deschool amusant zal zijn. Omdat dit, volgens de leesplezierverminderingshypothese,zelden het geval is, verliezen kinderen hun enthousiasme voor school en aan schoolgerelateerde activiteiten, zoals lezen, met als gevolg dat de leesbereidheid afneemt(Postman, 1983).

De leesplezierverminderingshypothese is door Kooistra conceptueel geanaly-seerd zoals weergegeven in Figuur 2.5.a. In deze analyses komen vier aannamenvoor: (A) aangename ervaringen met de televisie zullen bij kinderen verwachtingenwekken dat het schoolleven net zo amusant zal zijn als TV kijken, (B) omdat schoolzelden plezierig is, zullen deze verwachtingen worden gefrustreerd, met als resultaat(C) dat kinderen minder enthousiast zijn voor school en aan school gerelateerdeactiviteiten zoals lezen, hetgeen er toe zal leiden (D) dat kinderen thuis minderboeken 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 leesplezierverminde-ringshypothese (zie Figuur 2.5.b).


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 deleesplezierverminderingshypothese niet in het model heeft opgenomen waardoordezelfde kritische opmerkingen gelden als bij de passiviteitshypothese.

Ten slotte plaatsen we ook hier een opmerkingen over de houdbaarheid van dehypothese zelf. Wij achten de hypothese niet aannemelijk. Dit kan het beste geïllus-treerd worden indien de lezer in Figuur 2.5.a op de plaats van TV kijken een anderwoord invult dat staat voor iets wat kinderen in het algemeen als plezierig ervaren,bijvoorbeeld voorgelezen worden, laat naar bed gaan en snoepen. Alle genoemdebezigheden zullen er volgens de hypothese toe leiden dat kinderen de verwachtingzullen hebben dat school leuk, prettig of lekker is. Omdat deze verwachtingen zullenworden gefrustreerd, gaan de kinderen minder lezen. Met andere woorden, indien wewillen 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 (LAS2; Bisschop, Aarnoutse & Feenstra, 1985). Dit laatste is opmerkelijk te noemenomdat in het algemeen wordt aangenomen dat indien we iemands leesattitude kennenwe ook iets weten over het leesgedrag. Van kinderen met een goede leesattitudewordt verondersteld dat ze ook veel lezen. Deze schakel in het causale model zal onsdus (onbedoeld) inzicht geven in de soortgenoot-validiteit van de leesattitudevragen-lijst.

De leesconcentratieverminderingshypothese

De leesconcentratieverminderingshypothese steunt op de aanname dat de snelwisselende beelden van de televisie weinig tijd voor nadenken laten en daardoorwordt het concentratievermogen van de kinderen aangetast. Kinderen hebbendaardoor meer moeite hun aandacht bij het lezen te houden met als resultaat dat zijminder lezen (Winn, 1985).


De leesconcentratieverminderingshypothese wordt door Kooistra conceptueelgeanalyseerd zoals in Figuur 2.6.a. De conceptuele analyse kent een viertal aanna-men. (A) TV kijken geeft kinderen weinig tijd om de informatie te verwerken of omop de informatie te reflecteren (omdat de beelden snel en in een geforceerd tempoworden aangeboden), waardoor (B) de kinderen problemen zullen ervaren om zich tekunnen concentreren, wat tot gevolg heeft dat (C) zij minder in staat zijn om eenlange 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 leesverminderingshy-pothese (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 deleesconcentratieverminderingshypothese niet toetst waardoor de dezelfde kanttekenin-gen gelden als bij de passiviteits- en leesplezierverminderingshypothese.


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 geoperationa-

liseerd 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


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 onder-

zoek 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 passiviteits-

hypothese wordt namelijk niet nagegaan of het veronderstelde lage niveau van

mentale inspanning ook optreedt in andere domeinen dan lezen. In het verklarings-

model 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 onderzoeks-

ontwerp, 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 leerlingenBij 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 deelna-

me.

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 onder-

zoeksjaar 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.


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 leesge-

drag (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 lees- en kijkgedrag (D01 t/m D36),

vragenlijstafnames (V1 en V2)

Onderzoeksjaar groep okt.-nov. jan.-febr.-

maart-juni

mei-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 D27 - D30 D31 - D36 T5 V1 V2

Methode 23

Uit Tabel 2 komt naar voren dat in leerjaar 7 gedurende slechts zes weken het lees-

en 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.

DataverzamelingProefleiders 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 gesigna-

leerd en opgelost worden. De telefonische contacten waren ook bedoeld om het

persoonlijke contact te optimaliseren.

InstrumentariumHieronder wordt het instrumentarium van het onderzoek toegelicht. Als eerste

worden de leestoetsen besproken. Vervolgens komen de dagboeken aan bod waarmee

de lees- en 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 opbreng-

sten 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 docu-

menten 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 7 33Cito-toets E4 6 25

Einde leerjaar 7 Cito-toets E4 6 25Cito-toets E5 6 25

Einde leerjaar 8 Cito-toets E5 6 25IEA-toets 14-jarigen 6 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 aangeno-

men 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 dagboe-

ken verzameld zijn, worden de verschillen tussen de dagboeken in leerjaar 5 en de

overige leerjaren besproken en wordt de scoring toegelicht. Tevens wordt aangege-

ven hoe het probleem van ontbrekende waarnemingen is opgelost.

Dataverzameling Iedere leerling kreeg voor elke dagboekweek in leerjaar 5 tot en met 8 één dagboek-

je. 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


ScoringDe 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 'ontbreken-

de 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 ontwik-

keld 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 inspan-

ning 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 leesactiviteiten-

vragenlijst 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 onder-

zoek van Kooistra (1993). Kooistra gebruikt het instrument echter niet in zijn

analyses (verklaringsmodellen). Omdat het instrument analoog is aan de mentale-

inspanningsvragenlijst tijdens lezen, wordt het instrument in het onderhavige

onderzoek betrokken (vergelijk Bijlage 1 met Bijlage 2).

Voor verschillende typen van TV programma's (avonturenfilms, nieuwsuitzen-

dingen, 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 (vijf-

puntsschaal). 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 leesattitudevragen-

lijst 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 leesconcen-

tratie 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 databestandopgenomen. Daardoor bedraagt de laagste score in dit onderzoek 26 (26*1) en dehoogste score 104 (26*4).

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

Kwaliteit onderzoeksinstrumentariumVan alle instrumenten (leestoetsen, dagboekmetingen en vragenlijstgegevens) wordenbeschrijvende gegevens gerapporteerd zoals gemiddelden en standaarddeviaties.Tevens wordt met behulp van de Kolmogorov-Smirnov Goodness of Fit Testnagegaan of aangenomen mag worden of de scores uit een normaal verdeeldepopulatie komen. Hiertoe worden ook de frequentieverdelingen, de kurtosis- en descheefheidscoëfficiënten geïnspecteerd.

Ook komt de psychometrische kwaliteit van het instrumentarium aan de orde.Per instrument zullen gegevens gerapporteerd worden over de passing van het één-factormodel volgens Hagglund (1982), de interne consistentie volgens Fleishman enBenson (1987) en Cronbach. Ook wordt een 95%-betrouwbaarheidsinterval rondCronbachs a gerapporteerd.

Of de vragenlijsten de constructen (mentale inspanning tijdens TV kijken enlezen, leesactiviteiten, leesattitude en leesconcentratie) stabiel meten, zal wordennagegaan door de 'ware' test-hertestbetrouwbaarheid te schatten: per vragenlijstwordt een model gepostuleerd waarin de vragen per meetmoment (V1 en V2)worden opgevat als indicatoren van een latente variabele, waarna de correlatie tussenbeide latente variabelen geschat wordt met behulp van covariantiestructuuranalyse enhet programma LISREL (Jëreskog & Sërbom, 1988). In het model zal wordentoegestaan dat de residuen van overeenkomstige vragen op de meetmomenten V1 enV2 met elkaar gecorreleerd zijn,

Ten slotte wordt de soortgenoot-validiteit van een tweetal gemeten constructenonderzocht, te weten mentale inspanning tijdens het lezen en de leesattitude. Desoortgenoot-validiteit van de leesattitude wordt onderzocht door een model tepostuleren met twee latente variabelen. In dit model worden de vragen van LAS 1


opgevat als indicatoren van de eerste latente variabele en de vragen van LAS 2 alsindicatoren van de tweede latente variabele. Vervolgens wordt de 'ware' correlatietussen beide latente variabelen geschat via LISREL (.Rireskog & SÈirbom, 1988).Deze procedure zal ook gevolgd worden in het onderzoek naar de soortgenoot-valid-iteit van mentale inspanning tijdens het lezen. In deze analyse worden de vragen vande mentale-inspanningsvragenlijst opgevat als de indicatoren van de eerste latentevariabele en de vragen van de leesactiviteitenvragenlijst als indicatoren van detweede latente variabele.

Voor de passing van de modellen voor het bepalen van de test-hertestbetrouw-baarheid en de soortgenoot-validiteit zijn verschillende schattingsprocedures beschik-baar. Wij kiezen voor de 'maximale waarschijnlijkheids'-methode (ML) omdat dezemethode robuust is tegen schendingen van normaliteit (B oomsma, 1983; Harlow,1985). Echter, indien uit de resultaten naar voren mocht komen dat deze aannameverworpen moet worden, worden de modellen ook geschat met behulp van de'ongewogen kleinste kwadraten'-methode (ULS). Die resultaten worden dan in eenbijlage weergegeven.

Analyses ter toetsing van de basis- en verklaringsmodellen

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

leestoetseind leerjaar 8

leesvaardigheideind leerjaar 6


lees oetsbegin leerjaar 5

leesvaardigheidbegin leerjaar 5






Methode 31

Figuur 3.1 Een Quasi-simplex model

Het databestand van het onderhavige onderzoek is hiërarchisch van aard (leerlingenzijn onderdeel van klassen en scholen). Daarom is er voor gekozen om de basismo-dellen en de verklarende modellen te onderzoeken met covariantiestructuuranalysesen het programma LISREL (Rireskog & Siirbom, 1988) waarin met de hiërarchischestructuur van de gegevens rekening zal worden gehouden door middel van demultiniveauprocedure die is voorgesteld door Muthén (Muthén, 1989, 1990; Hox,1995). Deze benadering houdt in de onderhavige studie in dat, voorafgaand aan demodeltoetsingen met behulp van covariantiestructuuranalyses, de variantie opklasniveau volledig wordt uitgepartialiseerd.

Indien uit de modificatie-index (&irbom, 1989; Bentler, 1989) naar vorenmocht komen dat de passing van de basis- en verklarende modellen sterk verbetertdoor modificatie ervan, dan worden ook de gemodificeerde modellen getoetst.Echter, in tegenstelling tot Kooistra, zullen wij in de alternatief gepostuleerdemodellen 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 tothe 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

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

4. KWALITEIT VAN HET INSTRUMENTARIUM

In dit hoofdstuk worden de resultaten gerapporteerd die betrekking hebben op dekwaliteit van het instrumentarium. Achtereenvolgens worden de resultaten weergege-ven van de leestoetsen, de dagboekmetingen (lees- en kijkfrequentie) en ten slotte dievan de vragenlijsten (mentale inspanning tijdens TV kijken en lezen, leesactiviteiten,leesattitude en leesconcentratie).

Per instrument worden steeds enkele beschrijvende gegevens gerapporteerdzoals het aantal respondenten (N), de minimale, de maximale en de gemiddeldbehaalde score (Min-Max; M) en de standaarddeviatie (Sd). Tevens zal wordennagegaan of mag worden aangenomen dat de scores uit een normaal verdeeldepopulatie komen.

Ook komt de psychometrische kwaliteit van het instrumentarium aan de orde.Per instrument wordt informatie gegeven over de passing van het één-factormodelvolgens Hagglund (1982), de interne consistentie volgens Fleishman en Benson(1987) en Cronbach. Ook wordt een 95%-betrouwbaarheidsinterval rond Cronbachsoc gerapporteerd.

Vervolgens zal inzicht worden gegeven in de stabiliteit van de gemetenconstructen. Ten slotte rapporteren we de resultaten over het onderzoek naar desoort-genootvaliditeit van de leesattitudevragenlijsten (LAS 1 en LAS 2) en devragenlijsten betreffende actief lezen (mentale inspanning tijdens lezen en deleesactiviteitenvragenlijst).

LeestoetsenBeschrijvende gegevens

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

34

Tabel 4.1: Leesprestaties in leerjaar 5 tot en met 8


Leerjaar maand N Aantal vragen Min-Max M Sd

5 oktober 965 66 6 - 62 35.7 11.3

5 mei 971 66 11 - 63 43.4 10.7

6 juni 885 58 10 - 57 41.8 9.5

7 juni 749 50 6 - 46 34.6 7.6

8 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 bodem-

als 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 scheef-

heidscoëfficiënten gaven aan dat de schendingen niet ernstig waren.

Psychometrische gegevens

In Tabel 4.2 worden enkele psychometrische gegevens van de leestoetsen gerappor-

teerd.

Kwaliteit instrumentarium 35

Tabel 4.2: 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 lees- en 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 lees- en 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 M Sd

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

TV kijken 5

904 0 - 19 12.2 3.9

6

907 0 - 14 8.8 3.4

7

776 0 - 14 7.5 3.4

8

735 0 - 14 8.1 3.4

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 respectieve-

lijk 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


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).


aangenomen mag worden of de verschillende lees- en kijkfrequentiescores uit een

normaal verdeelde populatie komen. Met uitzondering van de gemiddelde kijkfre-

quentiescore in leerjaar 5 en 8, moet deze aanname verworpen worden (p < .01).

Echter, de histogrammen van de scoreverdelingen, de kurtosis- en de scheefheidsco-

efficienten 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 gegevensIn Tabel 4.4 worden enkele psychometrische gegevens van de lees- en kijkfrequen-

tiegegevens 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-of-

fit' (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 lees- en kijkfrequentiemetingen in leerjaar 5 tot enniet 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

TV kijken

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

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 gepresen-

teerd.

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


uitgedrukt in een effectmaat voor verschil tussen gemiddelden voor afhankelijke

steekproefgemiddelden (Cohen, 1977, p.48), dan is deze .43. In de terminologie vanCohen 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 (mentaleinspanning 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 opde 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 gemiddel-den nagenoeg overeenstemmen.

Tabel 4.5: Beschrijvende gegevens van de vragenlijsten op meetmoment Vl en V2

Vragenlijst N Min-Max M Sd

Mentale inspanning kijkenV1 17 - 68 48.9 12.9V2 554 17 - 68 48.3 13.4

Mentale inspanning lezenV1 17 - 68 36.4 11.4V2 555 17 - 68 36.9 12.0

LeesactiviteitenV1 17 - 54 28.6 6.9V2 598 17 - 64 27.8 7.7

Leesattitude LAS 1V1 0 - 14 5.4 4.1V2 638 0 - 14 5.1 4.4

Leesattitude LAS 2V1 17 - 85 57.1 13.5V2 545 18 - 85 55.3 14.5

LeesconcentratieV1 27 - 78 56.7 10.4V2 555 26 - 72 55.9 10.3


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 meetmo-

ment 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 leesconcentratievra-

genlijsten kan hetzelfde gezegd worden. Op meetmoment V1 en V2 is deze respec-

tievelijk .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).


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 scoreverde-

lingen, 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).


Psychometrische gegevens

Interne consistentieIn Tabel 4.6 worden enkele psychometrische gegevens van de vragenlijsten gepre-

senteerd. Uit Tabel 4.6 is af te lezen dat de interne consistentie van de vragen-

lijsten goed tot zeer goed genoemd kan worden. Zo is coëfficiënt a van de mentale-

inspanningsvragenlijst TV kijken en lezen alsmede die van de leesattitudevragenlijst

(LAS 2) op beide meetmomenten hoger dan .90. Ook de passing van het één-

factormodel 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 leescon-

centratievragenlijst 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 betrouw-

baarheid 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 onder-

zoek. 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).

4In het onderhavige onderzoek zijn de vragenlijsten afgenomen in leerjaar 8, in het onderzoek vanKooistra 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 vanhet één-factormodel (Gfi), betrouwbaarheid volgens Fleishman & Benson (FB), ce eneen 95%-betrouwbaarheidsinterval rond a (Int. a)

Vragenlijst N Gfi FB cx Int. a

Mentale inspanning kijkenV1 .99 .95 .94 .94 - .95V2 554 .99 .95 .95 .94 - .95

Mentale inspanning lezenV1 .99 .93 .93 .90 - .93V2 555 .99 .93 .93 .92.. .94

LeesactiviteitenV1 .97 .80 .80 .76 - .81V2 598 .96 .85 .85 .83 - .87

Leesattitude LAS 1V1 .98 .89 .88 .87 - .90V2 587 .98 .91 .90 .89 - .91

Leesattitude LAS 2V1 .98 .91 .91 .90- .92V2 545 .98 .92 .92 .91 - .93

LeesconcentratieV1 .94 .89 .89 .88 - .91V2 555 .92 .90 .90 .88 - .91

Stabiliteit In Tabel 4.7 worden de resultaten gepresenteerd van de passing (x2/df, de 'goodness-

of-fit index' (Gfi) en de 'adjusted-goodness-of-fit-index' (Agfi)) van de gepostuleer-

de 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 waarinde vragen per meetmoment (VI en V2) zijn opgevat als indicatoren van de latente variabele voor dattijdstip, waarna de correlatie is geschat via LISREL (Jereskog & SOrbom, 1988). In de gepostuleerdemodellen is toegestaan dat de residuen van overeenkomstige vragen op meetmoment V I en V2 met elkaargecorreleerd zijn.


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-schattingsproce-

dure wel goed zijn (zie Bijlage 5) en de stabiliteitscoëfficiënten van de ML- en ULS-

schattingsprocedures nagenoeg overeenkomstig zijn, worden zij alsnog geïnterpre-

teerd.

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 inspanningtv-kijken 554 1514/510=3.0 .851 .826 .85

Mentale inspanninglezen 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-validiteitIn Tabel 4.8 worden de resultaten gepresenteerd van de passing (x 2/df, de 'goodness-

of-fit index' (Gfi) en de 'adjusted-goodness-of-fit-index' (Agfi)) van de gepostuleer-

de 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 (LAS1 of LAS 2) een model te postuleren waarin de vragen van elke vragenlijst zijn opgevat als indicatorenvan één latente variabele, waarna de 'ware' correlatie tussen de beide leesattitudevragenlijsten is geschatvia LISREL (Jiireskog & Stirbom, 1988).


gegevens in Tabel 4.8 zijn geschat met behulp van de 'maximale waarschijnlijk-

heids'-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-schattingsproce-

dure 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 leesactiviteitenvragen-

lijst 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 gedrags-

matig ook uiten, lijkt verworpen te moeten worden.

Tabel 4.8: Soort-genootvaliditeit van de constructen leesattitude en actief lezen: passing van degepostuleerde modellen (x 2/ Df, Gfi en Agfi) en de 'ware' correlatie (p) tussen deoperationalisaties

Constructen (operationalisaties) N x2./Df Gfi Agfi p

Leesattitude (Las 2/ Las 1)

V1 591 1758/463=3.8 .808 .781 .86

V2 585 2046/463=4.4 .776 .744 .86

Actief lezen (Mentale inspanning/

Leesactiviteiten)

V1 602 1545/526=2.9 .816 .842 .18

V2 615 1987/526=3.8 .818 .794 .18

5. MODELTOETSINGEN

In dit hoofdstuk komen drie clusters van resultaten aan de orde. In de eerste plaatsworden de resultaten gerapporteerd van de toetsingen betreffende de quasi-simplexstructuur van de longitudinaal verzamelde gegevens (leesprestaties, lees- en tv-frequentie). Indien deze structuur van toepassing is, wordt bij de toetsing van debasis- en verklaringsmodellen van deze structuur uitgegaan. Het voordeel hiervan isdat de onbetrouwbaarheid van de verschillende metingen wordt uitgepartialiseerd ende 'ware' longitudinale verbanden beter zichtbaar worden.

In de tweede plaats worden de basismodellen van Kooistra gepast alsmedeplausibele alternatieven. Ten slotte worden resultaten gepresenteerd van de verkla-ringsmodellen. Indien de modificatie-indices hiertoe aanleiding geven, worden ookplausibele alternatieve modellen gepast.

Structuur van het data-bestandIn Tabel 5.1 zijn de resultaten samengevat van de quasi-simplex modeltoetsingen. Deresultaten zijn geschat met behulp van de ML-schattingsprocedure. In de tabelworden de (beschrijvende) passingsmaten weergegeven (x2 , df, goodness-of-fit-index(Gfi), adjusted goodness-of-fit (Agfi), en de comparative-fit-index (Cfi). In Bijlage 7worden 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 gemid-delde tv- en leesfrequentiescores. N is het aantal respondenten

Model Leesprestaties tv-frequentie leesfrequentie

Quasi-simplex modelx2 3.18 .92 .87df 3 1 1

P .37 .34 .35Gfi .997 .999 .999Agfi .987 .992 .992Cfi 1.000 1.000 1.000

N 485 551 550


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 leesge-

drag 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 lees- en kijkgedrag steeds stabieler wordt: 25% van de variantie in het leesge-

drag 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 leesfrequen-

tie 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 verwor-

pen 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 leesprestatiesHieronder worden de resultaten weergegeven van Kooistra's basismodel voor deinvloed 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 grondenniet verworpen wordt (x 2 =15.98, df=14, p=.32). Ook de waarden van de beschrij-vende passingsmaten zijn zeer goed te noemen. De regressiecoëfficiënten kunnenhierdoor zonder voorbehoud worden geïnterpreteerd.

Uit de regressiecoëfficiënten komt naar voren dat er van een significantenegatieve invloed van het TV kijken op de leesprestaties géén sprake is. Wel is ersprake van een significante negatieve samenhang tussen het TV kijken en deleesprestaties in het eerste leerjaar (-.22).

Vergelijken we de resultaten van bovenstaand basismodel met de resultaten dieKooistra rapporteert dan levert dit een aantal interessante verschillen en één overeen-komst op. De overeenkomst tussen de resultaten van Koolstra en die van hetonderhavige onderzoek is dat in beide onderzoeken er een negatief verband wordtgerapporteerd (leerjaar 5) tussen de frequentie waarmee kinderen naar de TV kijken

le 7

tv-kijken)

eijaar erjaarle 8

.83. .93.tv-kijken


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 leespresta-

ties. 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).

Figuur 5.3.b: 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 leesconcentratieverminde-

rin gshypothese


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 weergege-

ven 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 empiri-

sche 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 signifi-

cante 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 beschrij-

vende passingsmaten zeer goed te noemen.

Modeltoetsingen 53

Figuur 5.4.b: 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 televisie-

programma'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 getoetstemodel 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 leesplezier-verminderingshypothese is opgenomen, op statistische gronden verworpen moetworden. Omdat het basismodel (Figuur 5.2.a) Wè1 uitstekend past, lijkt de slechterepassing van het model veroorzaakt te worden door de gepostuleerde verbanden vande mediërende variabele leesattitude met de lees- en kijkfrequentie. De regressiecoëf-ficiënten van het model dienen, vanwege de matige passing, dan ook met de nodigevoorzichtigheid geïnterpreteerd te worden.

De regressiecoëfficiënten uit Figuur 5.5.a onderstrepen nog eens dat deleesplezierverminderingshypothese verworpen moet worden. Naar voren komt dat hetpad van de leesattitude naar de leesfrequentie weliswaar positief ([3, .11) is maarniet significant (standaardfout= .10). Met andere woorden: kinderen met een goede

Modeltoetsingen 55

leesattitude lezen niet vaker dan kinderen met een slechte leesattitude. Een goedeleesattitude staat blijkbaar niet garant voor leesgedrag.

Uit de modificatie-indices van het model kwam naar voren dat indien het padvan de leesattitude naar de leesfrequentie zou worden omgedraaid, de passing vanhet model flink verbeterd zou worden (zie Figuur 5.5.b). In het model wordtverondersteld dat kinderen die veel lezen, zeggen lezen leuker vinden dan kinderendie weinig lezen (het pad van de leesfrequentie naar de leesattitude). Meer explicietgezegd: het model veronderstelt dat de leesfrequentie de leesattitude beïnvloedt (inplaats van andersom).Uit de resultaten van Figuur 5.5.b komt naar voren komt dat het model op statisti-sche gronden verworpen dient te worden (en dus de regressiecoëfficiënten metvoorzichtigheid geïnterpreteerd dienen te worden). Het model past echter welbeduidend beter dan hetmodel zoals weergegeven in Figuur 5.5.a. Bij een gelijk aantal vrijheidsgraden neemtx2 ruim 56 punten af.

Op grond van de resultaten in Figuur 5.5.a. en 5.5.b verwerpen we de leesple-zierverminderingshypothese. In Figuur 5.5.a kwam in de eerste plaats naar voren dathet model slecht bij de empirische data past. Ook bleek het veronderstelde effect vande leesattitude op de leesfrequentie niet statistisch significant. Het alternatiefgeformuleerde 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 datdit effect niet significant is.

Onze bevindingen druisen in tegen de conclusie die Kooistra trekt. Kooistra rappor-teert namelijk steun voor de leesplezierverminderingshypothese. Hij verwoordt hetaldus (Kooistra, 1993 p.76): 'The explanatory model according to which televisionviewing affects book reading negatively via reading attitude was supported'. Echter,het uiteindelijk getoetste model is door Kooistra gemodificeerd. De modificatie hieldin dat hij ook paden heeft gepostuleerd van de leesfrequentie in onderzoeksjaar 1 en2 naar de leesattitude in respectievelijk onderzoeksjaar 2 en 3 7 . Deze paden zijnsignificant 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 vorenkwam dat het model op statistische gronden verworpen werd. Daarbij was het pad van de leesattitude (inleerjaar 8) naar het leesprestaties (in dat leerjaar) niet significant ((3=.04: standaardfout= .10). Ooktoetsing van het door Kooistra voorgestelde model leidt dus tot verwerping van de hypothese.

5 Een

ja

leerarlezen

51* 68* leerjaar 7___„j

.96

56


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

gepresenteerd.

Figuur 5.5.b: 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 seDe 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 lees- en kijkfrequentie

verantwoordelijk zijn voor de verslechterde passing. Dit betekent dat de regres-

siecoëfficiënten zoals weergegeven in Figuur 5.6.a met voorzichtigheid geïnterpre-

teerd dienen te worden.

Modeltoetsingen 57

Figuur 5.6.a: 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: hetmodel wordt op statistische gronden verworpen hoewel de regressiecoëfficiënten dehypothese steun verlenen. Naar voren komt namelijk dat kinderen die vaak naar deTV kijken, zeggen een slechtere leesconcentratie zeggen te hebben dan kinderen dieweinig kijken. Ook komt naar voren dat kinderen die zeggen een goede leesconcen-tratie te hebben, vaker lezen dan kinderen die zeggen een slechte leesconcentratie tehebben.

Echter, uit de modificatie-indices van het model kwam naar voren dat indienhet pad van de leesconcentratie naar de leesfrequentie zou worden omgedraaid, ditde passing van het model aanzienlijk ten goede zou komen. In het model wordt danverondersteld dat kinderen die weinig kijken en veel lezen een betere leesconcentratiehebben 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 statisti-sche gronden verworpen dient te worden (de regressiecoëfficiënten moeten dus metvoorzichtigheid 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 leesconcen-

tratie 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 grondenverworpen werd. Ook kwam naar voren dat het pad van de leesconcentratie in leerjaar 8 naar hetleesprestaties in dat leerjaar 8 niet significant te zijn (f3=.05; standaardfout= .04). Ook toetsing van hetdoor 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 deinvloed van het TV kijken op de leesprestaties: de verdringingshypothese, depassiviteitshypothese, de leesverminderingshypothese en de leesconcentratiever-minderingshypothese.


Het getoetste model is geheel analoog aan het getoetste model van Koolstra en wordtin 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 statistischgezien niet verworpen wordt (p= .47). Ook de waarde van de beschrijvende passings-maten zijn hoog tot zeer hoog te noemen. Dit duidt erop dat we de regressiecoëffi-ciënten naar behoren kunnen interpreteren.


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-kijkfre-

quentie 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 leesfre-

quentie op de leesprestaties verschillen de onderzoeksresultaten ook. In het onderha-

vige 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 regressieco-

efficiënten 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 signifi-

cant. In leerjaar 8 is er in het geheel geen sprake meer van een negatieve invloed.

tv-kijken

leerjaar 8

7

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 begrijpe-

lijkheid ervan maken duidelijk dat de verdringingshypothese niet de enige representa-

tie is die op het databestand van toepassing is.

Figuur 5.7.b: Alternatief model voor de verdringingshypothese: N=460; x 2 = 43.81, df= 42, p= .40;

Gfi= .985; Agfi= .972; Cfi= .999; * = p < .05


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 weergege-

ven in Figuur 5.8.a.

tv-kijken

leerjaar 5

tv-kijken

leerjaar 7

.94*

». leerjaar

.83*tv-kijken

leerjaar 6

-.12* (.05)

mentaleinspanningtijdens lezen

.03 (.04) -.03(04)

.06 (.04)

leesprestaties leesprestaties leesprestaties leesprestatiesleerjaar 5 leerjaar 6 leerjaar 7 leerjaar 8

.97* .93* 87*


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.

Figuur 5.8.a: 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

tv-kijken

leerjaar 5

.83* .94*tv-kijken

leerjaar 7tv-kijken

leerjaar 8

tv-kijken

leerjaar 6

leesattitude

leesprestaties leesprestatiesleerjaar 5 i leerjaar 6

leesprestaties leesprestatiesleerjaar 7 A leerjaar 8

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 leespresta-

ties 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.

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

Figuur 5.9.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 leespres-taties. De regressiecoëfficiënten moeten, vanwege de slechte passing, met voorzich-tigheid geïnterpreteerd worden.

De modificatie-indices van het model zoals afgebeeld in Figuur 5.9.a gaven aandat de passing van het model flink zou verbeteren indien het pad van de leesattitudenaar de leesprestaties zou worden omgedraaid. Met andere woorden: niet de attitudebeïnvloedt de leesprestatie maar de leesprestatie beïnvloedt de leesattitude. Hetmodel wordt in Figuur 5.9.b weergegeven.

Figuur 5.9.b

Alternatief model voor de leesplezierverminderingshypothese (N=452) x2 =31.84, df= 21, p=.06; Gfi= .985; Agfi= .967; Cfi= .993; * = p < .05

Uit de toetsingsresultaten van het model (zie Figuur 5.9.b) kan worden opgemaaktdat de alternatieve model voor de leesplezierverminderingshypothese op statistischegronden niet verworpen wordt. Ook de waarden van de beschrijvende maten zijngoed te noemen. Tevens komt naar voren dat het model beter bij de data past danhet model zoals afgebeeld in Figuur 5.9.a. Bij een gelijk aantal vrijheidsgradenneemt x2 meer dan 61 punten af.

Uit de regressiecoëfficiënten komt naar voren dat het effect van de leespresta-ties op de leesattitude relatief groot is. Anders geformuleerd, bijna 18% van de


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 leesplezier-

verminderingshypothese 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 leesconcentratievermin-deringshypothese.

Uit de resultaten van de modeltoetsing kan worden opgemaakt dat het model opstatistische gronden verworpen moet worden, dit in tegenstelling tot het basismodelwaarin de mediërende variabele niet is opgenomen (zie Figuur 5.3.a). De slechtepassing van het model lijkt dan ook het resultaat te zijn van de gepostuleerdeverbanden tussen de mediërende variabele en de variabelen TV kijken en leespresta-ties in leerjaar 8. De regressiecoëfficiënten dienen met voorzichtigheid geïnterpre-teerd te worden.

Indien we de regressiecoëfficiënten interpreteren, stuiten we een probleem: hetmodel wordt op statistische gronden verworpen, hoewel de regressiecoëfficiëntensignificant zijn. Uit de coëfficiënten komt namelijk naar voren dat het pad van hetTV kijken naar de leesconcentratie significant negatief is en het pad van de leescon-centratie naar de leesprestaties significant positief.

Uit de modificatie-index kwam naar voren dat de passing van het model sterkzou verbeteren indien het pad van de leesprestaties naar de leesconcentratie zouworden 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 grondenverworpen wordt. Het alternatieve model past wel veel beter bij de empirische datadan het model voor de leesconcentratieverminderingshypothese. Bij een gelijk aantalvrijheidsgraden neemt x2 namelijk bijna 67 punten af. Op grond van deze resultatenverwerpen we de leesconcentratieverminderingshypothese.

Uit de regressiecoëfficiënten van Figuur 5.10.6 komt naar voren dat het padvan de leesprestaties naar de leesconcentratie statistisch significant is. Waarbij weopmerken dat de regressiecoëfficiënt relatief groot is ((3= .43; standaardfout= .06).Anders geformuleerd: ruim 18% van de variantie in de leesconcentratie wordtvoorspeld op grond van de leesprestaties.

Onze afwijzing van de leesconcentratieverminderingshypothese stemt metKoolstra overeen. We verschillen alleen in de reden voor afwijzing. Koolstraverwerpt het model omdat uit zijn gegevens naar voren komt dat de paden van hetTV kijken naar de leesconcentratie niet significant zijn. Dit laatste is echter in onzemodellen (zie Figuur 5.10.a en b) wel het geval. Wij verwerpen de hypothese omdat

leesprestatiesleerjaar 5

leesprestatiesleerjaar 7

--)tv-kijken

leerjaar 8

68


een alternatief model beter bij de data lijkt te passen dan het model voor de leescon-centratieverminderingshypothese.

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 vragenlijstenVoor de volledigheid herhalen we de onderzoeksvragen over de kwaliteit van de

vragenlijsten:

1. Wat is de interne consistentie en de test-hertestbetrouwbaarheid van de vragen-

lijsten 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 betrouwbaarheidOver de interne consistentie en de test-hertest betrouwbaarheid van de vragenlijsten

kunnen we kort zijn. Naar voren kwam dat de interne consistentie van de vragenlijs-

ten 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 één-

factorstructuur 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 vragenlijs-

ten 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 verschil-

len.


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-validiteitMet betrekking tot de soortgenoot-validiteit kwam naar voren dat de vragenlijst

'mentale inspanning tijdens het lezen' duidelijk iets anders meet dan de leesactivitei-

tenvragenlijst. 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 bevorde-

ren.

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 program-

ma's te begrijpen, het tweede 'type' doet uitsluitend moeite om schriftelijk infoinia-

tie 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 dehoeveelheid inspanning die kinderen zich getroosten om informatie te begrijpen.Onafhankelijk van het medium (de televisie of het schrift) zullen kinderen in hetalgemeen géén moeite doen om informatie te begrijpen over abstracte onderwerpenzoals politiek, economie of filosofie. Hiertegenover staat dat, onafhankelijk van hetmedium, kinderen wel moeite doen om informatie te begrijpen over onderwerpenzoals dieren, sport of sex. Voor beide informatiebronnen geldt natuurlijk wel dat deinformatie op het niveau van de kinderen moet zijn.

Daarnaast wordt onze twijfel aan de validiteit van de zelfrapportage instrumen-ten (mentale inspanning tijdens lezen en TV kijken) gevoed door onderzoek. In deReading Literacy Study werd aan kinderen in meer dan 27 landen (waaronderNederland en Finland) gevraagd om in een vragenlijst aan te geven hoe goed zijkonden lezen (Elley, 1994, p. 112). Ook werden leesvaardigheidstoetsen bij dekinderen afgenomen. De correlatie tussen de leesprestaties en het zelfbeeld is inNederland .25 en in Finland .27, dus: in Nederland kan slechts 6% van de variantiein de leesprestaties voorspeld worden uit het zelfbeeld en in Finland 7%. Wijbesluiten met de opmerking dat behalve dat het lastig is om het eigen leesvaar-digheidsniveau in te schatten, het wellicht nog lastiger is om de mentale activiteitentijdens lezen en kijken in te schatten.

Met betrekking tot de soortgenoot-validiteit van de leesattitudevragenlijst kwam naarvoren dat de LAS 2 ongeveer hetzelfde meet als de LAS 1. De 'ware' correlatietussen beide instrumenten is namelijk .86. Voor instrumenten die beogen precies

hetzelfde te meten, is dit niet optimaal maar voor onderzoeksdoeleinden is het welvoldoende. Met andere woorden: indien we aannemen dat met behulp van LAS 1 ofLAS 2 een houding ten opzichte van lezen wordt gemeten, zijn beide instrumenten inonderzoek bruikbaar. Maar ook aan deze aanname kan getornd worden. Daarvoorciteren we Aarnoutse en Boland (1993): 'Ten slotte heeft - zoals eerder vermeld -een attitude een richtinggevende invloed op het gedrag dat met betrekking tot eenbepaald object wordt uitgeoefend. Dit derde kenmerk van een attitude impliceert datkennis van iemands attitude niet alleen een belangrijk gegeven is om inzicht tekrijgen in dit gedrag, maar ook om op grond van deze kennis het gedrag van iemandten aanzien van een bepaald object vrij nauwkeurig te voorspellen' (p. 3). In anderewoorden, indien we de leesattitude van kinderen kennen, dan wordt in het algemeenaangenomen dat we ook iets weten over hun leesgedrag. Explicieter geformuleerd:we nemen in het algemeen aan dat kinderen met een goede leesattitude gemiddeld


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 geno-

men 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 leesattitudeworden onderscheiden heeft gemeten (Ajzen & Fishbein, 1977). De leesattitude-

vragenlijst 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 antwoord-

categorieën 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;

10 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 eenaanwijzing dat de leesprestaties van invloed zijn op de leesattitude.

Journal of Educational Psychology blz 279.


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. Dekinderen die thuis niet lezen (15%), kunnen deze vragen niet valide hebben beant-woord omdat hun antwoorden geen betrekking hebben op hun leesconcentratie. Alseen niet-lezer op de vraag 'Bij mij thuis zeggen ze wel eens': "Als jij leest hoor jeniets meer." het antwoord 'niet waar' aankruist dan heeft hij strikt genomen de vraag'correct' beantwoord. Echter, het antwoord slaat niet op de leesconcentratie van hetkind, maar op het feit dat zijn ouders de opmerking nimmer zullen maken omdat hetleesgedrag niet voorkomt. De antwoorden van de niet-lezers op deze vragen, gevengeen informatie over hun leesconcentratie maar in het gunstigste geval over hunleesgedrag.

Het bovenstaande is niet de enige aanwijzing voor de invaliditeit van onderde-len van de leesconcentratievragenlijst. Zo kunnen er ook vraagtekens geplaatstworden bij de inhoud van sommige andere vragen. Een voorbeeld: 'Soms moet ikeen regel twee keer lezen voordat die tot me doordringt'. Indien een kind hetantwoord 'helemaal waar' aankruist, kan dit betekenen dat het kind ongeconcentreerdleest omdat het kind met zijn aandacht niet bij de tekst was waardoor het kind de zinnog eens moet lezen. Daarentegen kan iemand die heel geconcentreerd leest omdathij de kern van de tekst tot zich wil nemen, óók een regel herlezen voor die tot hemdoordringt. De zin kan bijvoorbeeld veel of nieuwe informatie bevatten, of er kunnenwoorden instaan die onbekend zijn. Dat één en hetzelfde antwoord kan slaan opzowel een geconcentreerde als een ongeconcentreerde leeshouding moet opgevatworden 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 betrouw-baarheid van de vragenlijsten is goed te noemen, maar omtrent de validiteit van degemeten constructen bestaat zeer grote onzekerheid. Het is dus niet duidelijk of debeoogde constructen gemeten zijn.

Basis- en verklaringsmodellenHieronder worden de resultaten van de modeltoetsingen samengevat en besproken.Allereerst komt het basismodel voor de invloed van het TV kijken op de leesfre-quentie aan de orde, vervolgens het basismodel voor de invloed van het TV kijkenop 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 onder-

zoek 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 onder-

zoek 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 leesconcentratie-

verminderingshypothese. We zullen hieronder voor elke hypothese uiteenzetten

waarom de hypothese uiteindelijk verworpen is. We beginnen met de leesplezier-

verminderingshypothese.


TV kijken is plezierig ----> verwachting dat school ook 'plezierig' zal zijn ---->


aan school gerelateerde activiteiten zoals bijvoorbeeld lezen ----> minder lezen


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 implicietdat 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.


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 aanwij-

zingen 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

12De operationalisatie van Kooistra voor een afnemend enthousiasme voor school en aan school

gerelateerde activiteiten.


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 luizijn 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 ----> afne-

mend 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 reflecte-

ren (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


verworpen omdat een plausibel alternatief gepostuleerd model beter bij de data pastedan 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 overde invloed van het TV kijken op de leesprestaties. Ook deze hypothesen zijn in hetonderhavige onderzoek allemaal verworpen (leesplezierverrninderingshypothese,passiviteitshypothese, leesconcentratieverminderingshypothese en de verdringingshy-pothese).


TV kijken is plezierig ----> verwachting dat school ook 'plezierig' zal zijn ---->


aan school gerelateerde activiteiten zoals bijvoorbeeld lezen --> minder lezen -->

slechter lezen

De hypothese veronderstelt dat aangename ervaringen met de televisie bij kinderende verwachtingen zullen wekken dat het schoolleven net zo plezierig is als het TVkijken. Omdat school zelden plezierig is, zo wordt aangenomen in de hypothese,zullen deze verwachtingen worden gefrustreerd, met als resultaat dat kinderen minderenthousiast zijn voor school en aan school gerelateerde activiteiten zoals lezen, waar-door kinderen thuis minder boeken gaan lezen waardoor ze slechter gaan lezen.

Zoals we reeds eerder hebben opgemerkt, komt de hypothese ons niet aanneme-lijk voor omdat zij impliciet veronderstelt dat alle aangename dingen in het levenertoe zullen leiden dat kinderen minder gaan lezen. Dit uitgangspunt lijkt ons nietaannemelijk.

Bij de toetsing van de leesplezierverminderingshypothese kwam een probleemnaar voren: hoewel het model op statistische gronden werd verworpen, werden deverbanden van de leesplezierverm nderingshypothese wèl aangetoond: kinderen die


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 ----> afne-

mend 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 reflecte-

ren (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.


Zoals wij eerder hebben verwoord, achten wij de leesconcentratieverminde-

ringshypothese niet erg aannemelijk omdat met hetzelfde gemak het tegenovergestel-

de beweert kan worden: juist omdat TV kijken kinderen weinig tijd geeft om de

infoimatie te verwerken, concentreren zij zich extra goed om de televisieprogram-

ma'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 hypothe-

se.


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 degegevens representeerden èn/of de verwachte verbanden werden niet aangetroffen.Soms zijn we op een probleem gestoten doordat het model op statistisch grondenverworpen werd maar de verwachte verbanden wel aangetoond werden. Was ditlaatste het geval dan paste een plausibel alternatief altijd beter bij het databestanddan het model van een van de verklarende hypothese.

Onderzoeksresultaten van Kooistra versus onze bevindingenVergelijken we de resultaten van Kooistra met onze bevindingen dan zijn er eenaantal verschillen te constateren. In de eerste plaats worden de beide basismodellenover de invloed van het TV kijken op de leesfrequentie c.q. leesprestaties doorKooistra niet verworpen. Met betrekking tot de verklarende hypothesen over deinvloed van het TV kijken op de leesfrequentie vindt Kooistra gedeeltelijk steun voorde leesplezier- en de leesconcentratieverminderingshypothese. Ook vindt Kooistragedeeltelijk steun voor een aantal verklarende hypothesen over de invloed van hetTV kijken op de leesprestaties, namelijk de verdringingshypothese en de leesplezier-verminderingshypothese. We zullen hieronder ingaan op de verschillen in onder-zoeksopzet die mogelijk de verschillen in de onderzoeksresultaten verklaren. Webespreken achtereenvolgens verschillen in de gehanteerde werkwijze (het al dan nietzoeken naar steun voor een hypothese), verschillen in instrumentatie (vragenlijstenversus dagboeken voor het meten van de lees- en kijkfrequentie) en verschillen inanalyse-technieken (géén en wel rekening houden met de hiërarchische structuur vande gegevens).

Het al dan niet zoeken naar steun voor de hypothesen

Een belangrijke oorzaak van de verschillen in de onderzoeksresultaten is waarschijn-lijk het feit dat Kooistra gericht is geweest op het zoeken naar steun voor dehypothesen en het onderhavige onderzoek daar niet op gericht is geweest. Kooistraverwoordt het aldus: 'The Langrange Multiplier Test (Bentler, 1989) indicatedwhether adding new paths to the theoretical model would lead to a significantimprovement of the fit of the model. If the new path is to be added, it should neithercontradict the specific theory on which the model is based nor violate any of thecommon principles of causal modeling (Kooistra, 1993, p. 67; vet Otter). Ditbetekent dat Kooistra uitsluitend modificaties van de verklarende modellen heeft


toegestaan die niet tegenstrijdig waren aan de veronderstelde verbanden van de

hypothese. Zo heeft Kooistra - in het uiteindelijk getoetste model van de leesplezier-

verminderingshypothese- 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 verkla-

rende 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 leesfre-quentie 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 ermoeten leiden dat Kooistra de oorspronkelijke hypothese zou hebben geherformuleerd. De steun voor deleesplezier- en leesconcentratieverminderingshypothese die Kooistra rapporteert, betreffen dus niet deoorspronkelijke hypothesen.


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 onder-

bouwde 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 lees- en 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 leesgewoon-

ten 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 leesge-

woonten (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


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 lees- en kijkfrequentie

Een tweede verschilpunt tussen het onderzoek van Kooistra en het onderhavige is dat

Kooistra de lees- en 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 vragen-

lijstmethode voor het meten van gedrag van kinderen (met name de lees- en kijkfre-

quentie) 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 lees- en kijkfrequentie gesteund door in de literatuur voorko-

mende 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 tehouden. Het betekent wèl dat gemiddeld genomen goede lezers een betere leesattitude hebben dan zwakkelezers.


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 onderzoeksre-

sultaten 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 gepostuleer-

de modellen beter op de data pasten. Zelfs is het zo dat, in tegenstelling tot het

onderzoek van Kooistra, enige steun werd gevonden voor de leesconcentratievermin-

deringshypothese. Toch is deze hypothese uiteindelijk verworpen omdat een alterna-

tief geformuleerd model beter op de data paste.


Implicaties van het onderzoekIn 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 onderzoeksinstru-

mentarium.

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 verwer-

ven 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-


lijk van invloed zijn, maar dit eenvoudig wordt aangenomen of verondersteld.Daarom pleiten wij ervoor dat de in de literatuur genoemde factoren zeer kritischworden geëvalueerd aan de hand van theorieën over gewoontevorming in andereonderzoeksparadigma's. Daarbij zijn wij er een groot voorstander van dat de factorenook worden geëvalueerd door een breed panel van terzake doende deskundigen,waaronder onderzoekers, het bibliotheekwezen (NBLC) en bijvoorbeeld de StichtingLezen. Vervolgens zou de houdbaarheid van de factoren onderzocht moeten wordenin een aantal focusgroepen. Factoren die na bovengenoemde 'toetsingen' nog steedsals essentieel worden gekenschetst voor een positieve ontwikkeling van het leesge-drag zouden kunnen worden gemanipuleerd in (kleinschalig) experimenteel onder-zoek waardoor inzicht wordt verworven in de effecten van deze factoren. In ditexperimentele onderzoek moet uiteraard een belangrijke rol worden toebedeeld aande validiteit van het (meet)instrumentarium.

LITERATUUR

Aarnoutse C. J. A. & Boland Th. (1993). Schalen voor het meten van de Leesattitude enLeespreferentie bestemd voor de hoogste groep van het basisonderwijs. Nijmegen:Berkhout B.V.

Ajzen I. & Fischbein (1977). Attitude-Behavior Relations: A theoretical analysis andreview 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'sreading 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 readingbehavior: A review of research. European Journal of Communication, 4, 51-77.

Bender, P.M. (1989). EQS structural equations program manual. Los Angeles: BMDPStatistical Software.

Bisschop, P., Aarnoutse, C.A.J. & Feenstra, H. (1985). Leesattitudeschalen: verantwoor-ding en handleiding. Nijmegen: Berkhout.

Boland, Th. & Mommers, M.J.C. (1987). De relatie tussen leesprestaties en leesattitudein 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 factoranalysis 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 techni-ques. 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 inthirty-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 validitystudy. In P.L. Nacke (ed.) Interaction: research and practice for college adult reading(pp. 219-223). Clemson, South-Carolina: Twenty-third yearbook of the NationalReading conference.

Fleishman, I. & Benson, J. (1987). Using LISREL to evaluate measurement models andscaling reliability. Educational and psychological measurement, 47, 925-939.

Glopper, K. de & Otter, M.E. (1993). Nederlandse leesprestaties in internationaalperspectief. Amsterdam: SCO-Kohnstamm Instituut van de Universiteit van Amster-dam.

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 gedrags-wetenschappen. 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 applicati-ons. 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 telephoneinterviews. Public Opinion Quarterly, 48 (4), 766-768.

Muthén, B. (1989). Latent variable modeling in heterogenous populations. Presidentialaddress to the psychometrie society, July 1989. Psychometrica, 54, 557-585.

Muthén, B. (1990). Mean and covariance structure analysis of hierarchical data. Paperpresented at the psychometrie society meeting in Princeton, NJ, June 1990. UCLAStatistics Series # 62. Accepted for publication in Journal of Educational Statistics.

Otter, M.E. (1993). Leesvaardigheid, leesonderwijs en buitenschools lezen: instrumenta-tie en effecten. Amsterdam: SCO-Kohnstamm Instituut van de Universiteit vanAmsterdam.

Otter, M.E. (1995a). Buitenschools lezen effectief voor schoolse leesvaardigheid? Eenvierjarig 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 lees- en kijkgedrag van basisschoolleerlingen in groep 5 t/m 8. Amster-

dam: 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 invest-

ment 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

1 Vragenlijst mentale inspanning het lezen

2 Vragenlijst mentale inspanning TV kijken

3 Leesconcentratievragenlij st

4 Leesactiviteitenvragenlij st

5 Test-hertestbetrouwbaarheid (ULS-schattingsprocedure)

6 Soortgenoot-validiteit (ULS-schattingsprocedure)

7 Quasi-simplex structuur (ULS-schattingsprocedure)

8 Grafische representatie van het basismodel

9 Resultaten van Kooistra's leesplezierverminderingshypothese

10 Resultaten van Kooistra's leesconcentratieverminderingshypothese

11 Resultaten van Kooistra's leesplezierverminderingshypothese

92


Bijlage 1 Vragenlijst mentale inspanning lezen (Antwoordcategorieën: veelmoeite; een beetje moeite; een heel klein moeite; helemaal geen

moeite)

2 15 . Hoeveel moeite doe jij om een boek waarin kinderen avonturen bele-ven 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 popmu-

zikanten 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 93

Bijlage 2 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 begrij-

pen?

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 begrij-

pen?

94


Bijlage 3 Leesconcentratievragenlijst (Antwoordcategorieën: helemaal waar; een

beetje waar; niet waar)

1. Als een boek vreselijk leuk is, kan ik er uren in lezen.

2. 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 hele-

maal 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.

9. blader ik terug.

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 vande 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 97

Bijlage 6 Soortgenoot-validiteit (ULS-schattingsprocedure): Beschrijving en

passing van de gepostuleerde modellen (x2/ 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

Actief lezen (Mentale inspanning/

Leesactiviteiten)

V1 751/526=1.4 .972 .968 .19

V2 870/526=1.7 .973 .969 .21

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 leespresta-

tiescores en de gemiddelde tv-en lees-frequentiegegevens (respectie-

velijk tv-freq en boek-freq).

Leesprestaties tv-freq boek-freq

Quasi-simplex

model

X2

2273.69

3

9.01

1

2.55

1

df .00 .00 .11

p 1.00 1.00 1.00

gfi .999 1.00 1.00

afgi 1.00 1.00 1.00

cfi

N 485 551 550

kijkfrequentie

leerjaar 7kijkfrequentie

leerjaar 8

Bijlagen 99

Bijlage 8 Grafische representatie van het basismodel

100


Bijlage 9 Resultaten van Kooistra's leesplezierverminderingshypothese

Figure 5.3

Television and Book Reading: improved Explanatory Model Based on the Reading-

Depreciation Hypothesis (N = 828)Note. Exptained variante in book reading frequeney in Year 3 was 56%; 308.2J97; CFI = .980; * = p < .05; residuals

for test halve: ware constrained to be egaal within <ach year.

Bijlagen 101

Bijlage 10 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; * = p < .05; residuals

for test hatves were constrained to be equal within each year.

102

711 kijken en de leesprestaties

Bijlage 11 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.

n rplt vn ht ndrz vn Ktr MAA E. OE tl -...

Documents

Transcript of n rplt vn ht ndrz vn Ktr MAA E. OE tl -...