Transcript Prestatie Motivatie Test voor Kinderen (PMT-K-2)

Instrument
Prestatie Motivatie Test voor Kinderen (PMT-K-2)
De PMT-K is een vragenlijst gericht op het vaststellen van prestatiemotief, positieve en negatieve faalangst en
sociale wenselijkheid. De lijst kan afgenomen worden bij kinderen van 10 tot 16 jaar. De test is vooral bedoeld
als hulpmiddel bij de begeleiding van kinderen en jeugdigen in zowel de onderwijs- als de gezinssituatie.
Doel
De PMT-K is een vragenlijst gericht op het vaststellen van prestatiemotief, positieve en negatieve faalangst en
sociale wenselijkheid.
Doelgroep
De test is bedoeld voor kinderen van groep 7 en 8 en de eerste 3 klassen van de middelbare school. De test
kan zowel groepsgewijs als individueel afgenomen worden. Ook kinderen uit het speciaal basisonderwijs,
praktijkonderwijs en leerwegondersteunend onderwijs kunnen met het instrument getest worden.
Materialen
De PMT-K bestaat uit:
l
Een handleiding
Een testboekje
l
Antwoordformulieren
l
Sleutels
l
Voor achtergrondinformatie over begrippen en empirische gegevens kan gebruik gemaakt worden van het
boek:
l
Prestatiemotief en faalangst in gezin en onderwijs
Gebruik
De test wordt door de jongere zelf ingevuld. Deze kiest het antwoord dat het meest op hem/haar van
toepassing is. De test kan schriftelijk afgenomen worden, maar ook elektronisch en via internet (via het
Pearson Platform Online). De test kan zowel individueel als klassikaal afgenomen worden. Aangeraden wordt
de test bij klassikale afname niet door de onderwijzer af te laten nemen, maar door iemand door wie de
leerlingen niet dagelijks beoordeeld en geëvalueerd worden. Afname en interpretatie moet plaatsvinden onder
toezicht van een psycholoog of pedagoog.
Meer informatie
Uitgeverij Pearson
Beoordeling door COTAN
COTAN-beoordeling 2011:
l
betrouwbaarheid: goed
l
begripsvaliditeit: voldoende
criteriumvaliditeit: onvoldoende
l
normen: goed
l
Betrouwbaarheid
Vrijwel alle alpha's en lambda-2's zijn goed. Bij de test-hertestcoëfficiënten wordt een interval van ruim
drie maanden genoemd. Dat lijkt een redelijke keuze. De rtt voor F+ is te laag: .34. De lage correlatie
wordt door de auteurs ten onrechte “iets lagere test-hertestcorrelaties” genoemd, dat is misleidend. Als
positieve faalangst een persoonlijkheidstrek is, zou een uitvoeriger bespreking van de instabiliteit ervan
voor de hand liggen. De auteurs hadden misschien kunnen hypothetiseren dat F+ een leeftijdsgerelateerde
schaal is op grond waarvan een lage coëfficiënt verwacht zou kunnen worden, als de ontwikkeling niet
voor ieder gelijk is.
De betrouwbaarheid is in zijn totaliteit goed met de aantekening dat de subschaal Positieve Faalangst
(F+) minder stabiel is dan gewenst en in feite onvoldoende is.
Validiteit
Begripsvaliditeit
Er is een goede overeenkomst met de structuur van de oude 1983-versie, op grond waarvan de huidige
auteurs de dimensionaliteit van de scores met succes kunnen verdedigen. Drie items van de P-subschaal
hebben item-restcorrelaties ≤ .19, dus onvoldoende. Deze dragen niet bij tot de validiteit en zouden moeten worden verwijderd.
Invariantie-onderzoek is uitgevoerd bij jongens en meisjes. Beide groepen vertonen dezelfde structuur.
Onderzoek naar de relatie met schoolse vaardigheden (in de zin van onveranderlijke capaciteiten, volgens
de auteurs) levert een positieve bijdrage aan de validiteit op (afgezien van SW; zie tabel 12.4: overwegend
lage of nulcorrelaties).
Er zijn enkele middelmatige correlaties met soortgenoten, bijvoorbeeld leermotivatie-P-schaal PMT-K-2)
r = .53 (N = 75). In een ander soortgenootonderzoek levert de correlatie tussen taakgerichtheid en de Pschaal
een negatieve correlatie op (r = -.21, N = 70): een negatieve bijdrage tot de validiteit. Aan de bijna
afwezige samenhang tussen het oordeel van docenten over P, F-, F+ en SW en de scores op de PMT-K-2
wordt in de handleiding te weinig aandacht besteed.
Bij enkele gerapporteerde onderzoeken wordt de aard en grootte van de gebruikte proefgroepen niet vermeld
(met enige moeite zijn deze wel uit andere tabellen af te leiden) en wordt niet helder hoe de steekproeven
tot stand zijn gekomen.
Criteriumvaliditeit
De auteurs geven een paragraaf criteriumvaliditeit met daarin de vermelding van enkele coëfficiënten.
Deze coëfficiënten zijn echter niet behaald met de PMT-K-2, maar met de vorige versie (onderzocht in
2008 of 2009 door Hustinx). Gezien de wijzigingen in de test is het niet duidelijk in hoeverre deze nog
van toepassing zijn. Een testconstructeur zou toch zelf ook willen weten of de nieuwe versie predictieve
waarde heeft ten aanzien van actuele criteria en de validiteit van de nieuwe test niet willen ontlenen aan de
stokoude voorafgaande versie? Niet onbelangrijk is ook dat de populatie waarop de PMT-K-2 betrekking
heeft anders is dan Hustinx' of Hermans populaties. De toelichting van de uitgever/auteur op dit punt (zie
op www.pearson-nl.com) is niet toereikend. Er wordt niets gezegd over een ingrijpende wijziging die de
vergelijkbaarheid van het instrument van Hustinx c.s en de PMT-K-2 teniet doet, of althans ernstig bedreigd,
namelijk dat in de items 23, 28, 32, 48, 67, 84, 85, 87 de term angst is vervangen door zenuwachtigheid,
òf in de stam van het item òf in de alternatieven (zie ook het commentaar bij Theoretische Uitgangpsunten).
Dit geldt in nog sterkere mate voor een korte (slechts 4 items) versie van de PMT-K, die
ingezet wordt als vervanger van de PMT-K-2 in het criterium-validiteitsonderzoek. Hustinx' onderzoek is
hierdoor niet geschikt om een bijdrage te leveren aan de criteriumvaliditeit van de PMT-K-2.
Onderzoek naar de relatie met schoolresultaten levert – met uitzondering voor wiskunde – een negatieve
bijdrage aan de validiteit op. Taal en lezen correleren nul met P en veel ook nul met de overige subschalen.
Het is goed dat de auteurs deze waarden vermelden in tabel 12.4 (N = 170), maar wel erg vervelend voor
de validiteit. Men zou willen dat een hoge prestatiemotivatie (die per definitie uit is op betere resultaten)
ook daadwerkelijk betere resultaten geeft. Op dit punt zou zeker meer onderzoek moeten worden gedaan.
Normering
Er zijn normen voor groep 7/8 BO jongens (N = 316), groep 7/8 BO meisjes (N = 274) en klassen 1/3 VO
jongens en meisjes (N = 820) (de aantallen zijn berekend op basis van de gegevens in Tabel 7.2). Voor
relatief minder belangrijke beslissingen zijn bij klassieke normering deze aantallen voor jongens groep
7/8 en voor de klassen 1/3 goed. De aantallen voor groep 7/8 meisjes kunnen voldoende worden genoemd.
Bij de beoordeling van de representativiteit op basis van de gegevens in de handleiding rijst er een aantal
vragen. Probleem is dat de verkrijging van de steekproefelementen onhelder is beschreven:
- Scholen zijn benaderd, maar welke?
- Hoeveel ouders gaven geen toestemming van het totaal aantal benaderde kinderen via de scholen?
- De sprong van gewenst aantal N = 1040 naar gerealiseerd aantal N = 1410 is opmerkelijk, maar er
wordt geen verklaring gegeven voor dit positieve verschil.
Ook zijn er behoorlijk grote verschillen bij de regio's tussen de steekproef en populatie, zonder dat duidelijk
wordt gemaakt of deze afwijkingen belangrijk zijn. Daarom is er twijfel over de representativiteit van
de steekproef.
Op verzoek van de COTAN heeft de uitgever/auteur bovenbeschreven onduidelijkheden met betrekking
tot de representativiteit nader toegelicht (deze toelichting is gepubliceerd op www.pearson-nl.com). In
deze toelichting wordt de totstandkoming van de verkregen normeringssteekproef nu duidelijk beschreven
en de aantallen leerlingen per groep, onderverdeeld naar sekse, verdeling over de regio`s, schoolniveau,
verhouding allochtoon/autochtoon en urbanisatiegraad worden gegeven en vergeleken met streefpercentages.
Onzorgvuldig is dat men daarbij vergeet te toetsen of de verschillen tussen de steekproefgegevens en
streefaantallen significant van elkaar verschillen. Er wordt bijvoorbeeld vermeld dat de verdeling per
schoolniveau (Tabel 7.4) gelijk is aan het streefpercentage, terwijl een berekende Chi-kwadraat-toets op
5% niveau significant is. Ook vindt er geen vergelijking plaats tussen de aantallen leerlingen per groep,
onderverdeeld naar sekse en de streefpercentages. Alleen ten aanzien van urbanisatiegraad werd nagegaan
of steekproefverschillen op de PMT-K-2 vergeleken met de streefaantallen er toe deden. Ondanks deze
tekortkomingen lijkt de representativiteit van de steekproef in orde.
Er zijn normen gebaseerd op rangorde, te weten percentielen en gebaseerd op gemiddelde en spreiding, te
weten stanines. De betekenis van stanines, percentielen en betrouwbaarheidsgebieden wordt uitgelegd.
Niet beargumenteerd wordt echter waarom als normschaal voor stanines en percentielen is gekozen. Er is
een belangrijke reden om juist niet te kiezen voor percentielen en die is dat de schaal veel te genuanceerd
is in verhouding tot de range van de ruwe scores: men gaat bijvoorbeeld scores met een ruwe score bereik
van 0 – 14 (F-schaal) en een standaardmeetfout van minstens 1 overzetten naar een schaal van 1 – 100.
Ook een stanineschaal is gezien de standaardmeetfout voor veel schalen nog te verfijnd, maar dat wordt
opgevangen (p. 31 en 32) bij het praktisch gebruik door de 9 intervallen van de stanineschaal te reduceren
tot 5 intervallen. De vraag is wel waarom men überhaupt nog staninescores rapporteert, de directe keuze
voor een 5-punts normeringsschaal had meer voor de hand gelegen.
Literatuur
Bergen, th. C.M. (1981). Evaluatie-angst en vermijdingstendens; een onderzoek naar de oriëntatie van leerlingen om mislukking te vermijden in taaksituaties tijdens de les. Den Haag: Staatsuitgeverij.
Evers, A., J.C. van Vliet-Mulder, C.J. Groot / Documentatie van tests en testresearch in Nederland, deel I en
II. Assen: Van Gorcum, 2000 (COTAN)
Groeneboom, P., Hoogstraten, Joh., Mellenbergh, G.J. & Santen, J.P.H. van (1978). Relevante variabelen bij
het doorverwijzen na de lagere school; een correlationele analyse. Tijdschrift voor Onderwijsresearch, 3, 262280,
Hermans, J.H.M. (2011). HandleidingPrestatie Motivatie Test voor Kinderen PMT-K-2 (tweede editie).
Amsterdam: Pearson.
Hermans, J.H.M. (1971). Prestatiemotief en faalangst in gezin en onderwijs. Lisse: Swets & Zeitlinger.
Olivier, M.A.J. & Steenkamp, D.S. (2004). Attention-Deficit/Hyperactivity Disorder: Underlying Deficits in
Achievement Motivation. International Journal for the Advancement of Counselling, 46(1), 47-63.
Smits, B.W.G.M. (1982). Motivatie en meetmethode; een cognitieve benadering. Lisse: Swets & Zeitlinger.
Wels, P.M.A., Heymans, P.G., Munckhof, H.C.P. van den & Terra, J.H.A. (1979). Een nader onderzoek naar de
validiteit van de Prestatie Motivatie Test voor Kinderen (PMT-K). In: E.E.J. de Bruyn (red.), Ontwikkelingen in
het onderzoek naar prestatiemotivatie. Theorie, meetmethode en toepassing in het onderwijs. Lisse: Swets &
Zeitlinger.
Bestellen
Pearson
Gatwickstraat 1
1043 GK Amsterdam
Telefoon: +31 (0)20 581 5500
E-mail: [email protected]
Website: www.pearsonclinical.nl
Deze informatie is op 25 oktober 2016 gedownload van www.nji.nl.