Rekenen voor peuters - Toetswijzer

Tabel 6.3 Gemiddelde inter-item-correlaties in de toets
Categorie
rk.1
rk.2
rk.3
rk.1 0.30 0.21 0.23
rk.2 0.21 0.21 0.22
rk.3 0.23 0.22 0.25
Doordat de data verzameld zijn met een onvolledig design en we daarom niet alle inter-item-correlaties
kennen, is het toepassen van een factoranalyse lastig. Een factoranalyse door middel van het
minimaliseren van de residuen (MinRes; Harman & Jones, 1966) is wel mogelijk bij onvolledige designs,
maar levert niet altijd stabiele resultaten op, met name in het geval van zo genoemde ‘Heywood cases’
(Harman & Fukuda, 1966). Dit laatste bleek het geval te zijn bij Rekenen voor peuters.
Longitudinale vaardigheidstoename
Wat men zou mogen verwachten in de rekenvaardigheid van peuters is dat deze toeneemt naarmate de
kinderen ouder worden. De vaardigheid zou dus toe moeten nemen tussen de leeftijdscategorie (P1) en de
leeftijdscategorie (P2). In tabel 6.4 zijn de gemiddelden van de geschatte vaardigheid gegeven voor de
twee leeftijdscategorieën, evenals de standaarddeviaties. De gemiddelde vaardigheid blijkt van afname tot
afname duidelijk toe te nemen; de effectgrootte is gelijk aan .780.
Tabel 6.4 Vaardigheidsverdelingen Rekenen voor peuters
Normeringsmoment Gemiddelde vaardigheid Standaarddeviatie
P1 41.23 9.22
P2 49.10 10.99
Op basis van bovenstaande analyses kan het volgende geconcludeerd worden:
– Met de nieuwe itembank en de daaruit voortkomende toets meten we in voldoende mate één
vaardigheid. We kunnen dus spreken van één onderliggende meetschaal en mogen één totaalscore
rapporteren.
– Met de nieuwe toets Rekenen voor peuters (2010) meten we dezelfde vaardigheid als eerder met de
toetsen Ordenen en Ruimte (2000).
– Items die inhoudelijk op elkaar lijken, hangen onderling iets sterker samen, maar over het algemeen
niet veel hoger dan over de categorieën heen.
– Met Rekenen voor peuters zijn we in staat om veranderingen in de rekenvaardigheid te meten.
48