Bijlage 3 PCA en betrouwbaarheidsanalyse

In tabel 79 is (nogmaals) weergegeven door middel van welke stellingen procedurele, interpersoonlijke en informatieve rechtvaardigheid in dit onderzoek zijn gemeten.

Tabel 79: De vragenlijst waarmee procedurele, interpersoonlijke en informatieve rechtvaardigheid zijn gemeten in dit onderzoek

De stellingen zijn afzonderlijk voor iedere subschaal, oftewel voor ieder type rechtvaardigheid, ingevoerd in een principale component analyse (PCA) en een betrouwbaarheidsanalyse.1 Met behulp van PCA kunnen de oorspronkelijke variabelen (stellingen) worden omgezet in een kleiner aantal componenten (het type rechtvaardigheid). PCA zoekt naar patronen van correlatie tussen variabelen en voegt variabelen samen die in hoge mate correleren. De verwachting was dat er voor iedere subschaal één component naar boven zou komen omdat de verschillende stellingen steeds één type rechtvaardigheid beogen te meten. De betrouwbaarheid geeft de mate aan, waarin herhaalde metingen in onveranderde omstandigheden leiden tot dezelfde resultaten. De betrouwbaarheid is gemeten door middel van Cronbach' s alpha, een maat voor interne consistentie die waarden kan aannemen tussen de 0 en 1. Hoge alpha-waarden geven een hogere interne consistentie (correlatie) aan tussen de stellingen van één subschaal. De resultaten van de PCA en betrouwbaarheidsanalyses zijn weergegeven in respectievelijk tabel 80 en 81.

Aan iedere subschaal ligt slechts één component (één type rechtvaardigheid) ten grondslag (tabel 80). Het percentage verklaarde variantie is behoorlijk goed voor alle drie de subschalen. Een verklaarde variantie van 49.37% voor procedurele rechtvaardigheid betekent, dat 49.37% van de som van de varianties van de vijf stellingen wordt verklaard door de component (procedurele rechtvaardigheid). Als die verklaarde variantie 100% zou zijn geweest, zou dat betekenen dat de som van de varianties van de vijf stellingen volledig (voor 100%) verklaard wordt door de component.

Tabel 81 laat zien, dat de alpha (a) van alle drie de subschalen rond de .7 ligt. Een alpha van hoger dan .7 wordt vaak als ideaal beschouwd (Pallant, 2005). De schalen zijn vervolgens geconstrueerd door voor iedere subschaal de antwoorden op de stellingen op te tellen en te delen door het aantal stellingen.

De correlaties tussen de drie typen rechtvaardigheid zijn voor partijen en advocaten samen weergegeven in tabel 82. Hoge correlaties tussen verschillende typen rechtvaardigheid kunnen erop wijzen dat in feite hetzelfde onderliggende construct gemeten wordt en er dus onterecht een onderscheid wordt gemaakt tussen meerdere typen rechtvaardigheid. Binnen het onderzoeksveld van rechtvaardigheid is men het erover eens dat correlaties tot .60 niet problematisch zijn en correlaties boven de .70 wel (Colquitt & Shaw, 2005). In dat laatste geval is er aanleiding om de twee typen rechtvaardigheid die zo hoog correleren, samen te voegen tot één construct. De meningen zijn verdeeld over de vraag wat te doen als er een correlatie tussen de .60 en .70 wordt gevonden, zoals in dit geval voor de correlatie tussen procedurele rechtvaardigheid en informatieve rechtvaardigheid (Colquitt & Shaw, 2005). Hierbij moet opgemerkt worden dat een correlatie van .70 tussen twee constructen op zichzelf niet problematisch hoeft te zijn, als er tenminste conceptueel een duidelijk onderscheid tussen de twee gemaakt kan worden.

Er is opnieuw een PCA uitgevoerd om te achterhalen of de drie subschalen in empirische zin echt onderscheidend zijn. Alle stellingen uit tabel 79 zijn ingevoerd in de analyse. De verwachting was dat er in totaal drie componenten naar voren zouden komen, te weten: procedurele, interpersoonlijke en informatieve rechtvaardigheid.

Een eerste PCA laat de aanwezigheid van drie componenten zien met eigenwaarden boven de 1, die respectievelijk 36.0%, 10.6% en 7.2% van de variantie verklaren. Het screeplot laat een buigpunt zien na het eerste en tweede component. Een parallel analyse toont twee componenten die hogere eigenwaarden hebben dan de overeenkomstige criterium waarden voor een random gegenereerde data matrix van dezelfde omvang (14 x 660). Deze resultaten lijken in de richting van twee componenten te wijzen, maar om daar zeker van te zijn is er een oblimin rotatie en varimax factor rotatie (met drie componenten) uitgevoerd. Beide rotaties laten zien, dat slechts de omgepoolde stellingen 5 en 8 een hoge lading hebben op het derde component. Deze derde factor lijkt daarom het gevolg te zijn van de (negatieve) manier waarop deze twee stellingen zijn geformuleerd. Deze twee stellingen zijn daarom uit de verdere analyses verwijderd.

Bij een tweede PCA zonder deze twee stellingen komt naar voren (bij `communalities') dat slechts 22.9% van de variantie in stelling 14 verklaard wordt door de twee componenten. Deze stelling heeft ook de laagste lading op component 1 (in de patroon matrix), namelijk .374. Daarom is ook stelling 14 verwijderd.

Vervolgens is een derde (en laatste) PCA uitgevoerd, zonder de stellingen 5, 8 en 14. Daarbij komen twee componenten naar boven met een eigenwaarde boven de 1 die samen 53.2% van de variantie verklaren: de eerste component verklaart 41.1% en de tweede component 12.2%. De screeplot laat wederom twee buigpunten zien. De component correlatie matrix laat een samenhang zien van .39 tussen de twee componenten. Als de twee componenten sterker samenhangen (boven de .30) kunnen er verschillen naar voren komen in de resultaten van de Oblimin en Varimax rotaties en moet uitgegaan worden van de resultaten van de Oblimin rotatie (Pallant, 2005). Die rotatie laat een zogenoemde 'simpele structuur' zien. Oftewel: een structuur waarbij beide componenten een aantal sterke ladingen vertonen en alle variabelen slechts substantieel op één component laden (tabel 83).

De stellingen 10, 11 en 12 laden met name op component 2. Dit zijn allemaal (informatieve rechtvaardigheid-) stellingen die betrekking hebben op de uitleg die de rechter geeft over de zitting en op de vraag of die informatie ook klopt met het feitelijk verloop. Alle overage stellingen laden met name op component 1. Hieronder vallen dus de stellingen die betrekking hebben op (1) procedurele rechtvaardigheid, (2) interpersoonlijke rechtvaardigheid en (3) informatieve rechtvaardigheid voor zover die stellingen betrekking hebben op de manier waarop de rechter uitleg en informatie geeft (niet de inhoud).

Deze factorstructuur wijkt af van de verwachte factorstructuur van tabel 79. Dit zou kunnen komen doordat de vragenlijst van Colquitt (2001) toch minder goed onderscheidend is voor juridische procedures, in tegenstelling tot procedures binnen bedrijven waar de vragenlijst eerder voor is gebruikt. Een andere mogelijke verklaring zou kunnen zijn dat in dit onderzoek gebruikte vragenlijst op een aantal punten verschilt van de oorspronkelijke vragenlijst van Colquitt (2001). Zo is de vragenlijst vertaald, zijn een aantal stellingen weggelaten en zijn enkele stellingen net iets anders geformuleerd zodat zij goed aansloten bij de juridische setting waarbinnen het onderzoek heeft plaatsgevonden.

Het feit dat de gevonden factorstructuur afwijkt van de verwachte factorstructuur neemt niet weg dat de vragenlijst in dit onderzoek bruikbaar is om de drie typen rechtvaardigheid te meten. Het betreft immers een — binnen eerdere onderzoeken — gevalideerde vragenlijst.