Page 94 - Maša Vidmar, Vedenjske težave in učna uspešnost. Ljubljana: Pedagoški inštitut, 2017. Digitalna knjižnica, Dissertationes, 30
P. 94
vedenjske težave in učna uspešnost
dveh skupinah je pokazalo, da se je KFA model brez omejitev (konfigu-
ralna varianca) zadovoljivo prilegal podatkom (CFI = 0,95, RMSEA(IZ) =
0,08(0,06–0,09), SRMR = 0,07, χ2(164) = 321,62, p < 0,001). Model je prika-
zan na sliki 8. Ko smo izenačili nasičenosti vseh označevalcev med skupi-
nama, je bil diferenčni χ2 statistično pomemben (Δχ2(10) = 28,51, p < 0,01,
glede na KFA model brez omejitev), torej nasičenosti označevalcev med
skupinama nismo smeli izenačiti. Ker invarianca nasičenosti med skupi-
nama ni bila dosežena, nismo nadaljevali s preverjanjem invariance poti in
korelacij med konstrukti.
Iz slike 8 je razvidno, da so nasičenosti označevalcev v splošnem
višje pri dečkih, v obeh skupinah pa so vse korelacije nepomembne, ra-
zen vzdolžnih med enakima konstruktoma. Pri slednjih pa vidimo, da je
vzdolžna korelacija pri učni uspešnosti močnejša pri deklicah, pri vede-
nju pozunanjenja pa pri dečkih. Dobljeni rezultati kažejo, da obravnavana
konstrukta sicer merimo z enakimi označevalci pri obeh spolih (imata po-
dobno strukturo), vendar na različen način (nasičenosti med skupinami ni
mogoče izenačiti); to kaže, da moderatorske vloge spola ni smiselno prever-
jati, saj bi s tem preverjali odnose med konstrukti, ki že v osnovi niso enaki.
V nadaljevanju smo preverili tudi, ali spol pomembno prispeva k iz-
raznosti vedenjskih težav in učne uspešnosti, saj smo v hipotezi 3 predpos-
tavili, da je vedenje ponotranjenja bolj izraženo pri deklicah, vedenje pozu-
nanjenja pa pri dečkih, medtem ko pri učni uspešnosti nismo pričakovali
razlik. Hipotezo smo preverjali v dveh ločenih analizah, posebej za odnos
učne uspešnosti z vsako od komponent vedenjskih težav; v modele na sli-
kah 6 in 7 smo kot kovariat vključili spol s potjo do M2 komponente ve-
denjskih težav in do M2 učne uspešnosti. V modele smo vključili tudi pred-
hodno ugotovljene korelacije med označevalci (glej sliki 6 in 7) ter vzdolžno
invarianco nasičenosti (glej razdelek 3.4.1).
Model z vedenjem ponotranjenja in učno uspešnostjo je imel zadovo-
ljivo prileganje (CFI = 0,96, RMSEA(IZ) = 0,07(0,06–0,08), SRMR = 0,10,
χ2(83) = 218,42, p < 0,001). Spol otroka ni pomembno napovedoval niti učne
uspešnosti niti vedenja ponotranjenja v M2, ostali koeficienti pa so bili zelo
podobni kot v modelu brez spola (vse nasičenosti so bile pomembne, prav
tako avtoregresijske poti in pot navzkrižnega zamika od M2 vedenja po-
notranjenja do M4 učne uspešnosti).
Model z vedenjem pozunanjenja in učno uspešnostjo je imel zadovo-
ljivo prileganje (CFI = 0,96, RMSEA(IZ) = 0,07(0,06–0,09), SRMR = 0,06,
χ2(82) = 224,84, p < 0,001). Spol otroka je pomembno prispeval k izraznos-
94
dveh skupinah je pokazalo, da se je KFA model brez omejitev (konfigu-
ralna varianca) zadovoljivo prilegal podatkom (CFI = 0,95, RMSEA(IZ) =
0,08(0,06–0,09), SRMR = 0,07, χ2(164) = 321,62, p < 0,001). Model je prika-
zan na sliki 8. Ko smo izenačili nasičenosti vseh označevalcev med skupi-
nama, je bil diferenčni χ2 statistično pomemben (Δχ2(10) = 28,51, p < 0,01,
glede na KFA model brez omejitev), torej nasičenosti označevalcev med
skupinama nismo smeli izenačiti. Ker invarianca nasičenosti med skupi-
nama ni bila dosežena, nismo nadaljevali s preverjanjem invariance poti in
korelacij med konstrukti.
Iz slike 8 je razvidno, da so nasičenosti označevalcev v splošnem
višje pri dečkih, v obeh skupinah pa so vse korelacije nepomembne, ra-
zen vzdolžnih med enakima konstruktoma. Pri slednjih pa vidimo, da je
vzdolžna korelacija pri učni uspešnosti močnejša pri deklicah, pri vede-
nju pozunanjenja pa pri dečkih. Dobljeni rezultati kažejo, da obravnavana
konstrukta sicer merimo z enakimi označevalci pri obeh spolih (imata po-
dobno strukturo), vendar na različen način (nasičenosti med skupinami ni
mogoče izenačiti); to kaže, da moderatorske vloge spola ni smiselno prever-
jati, saj bi s tem preverjali odnose med konstrukti, ki že v osnovi niso enaki.
V nadaljevanju smo preverili tudi, ali spol pomembno prispeva k iz-
raznosti vedenjskih težav in učne uspešnosti, saj smo v hipotezi 3 predpos-
tavili, da je vedenje ponotranjenja bolj izraženo pri deklicah, vedenje pozu-
nanjenja pa pri dečkih, medtem ko pri učni uspešnosti nismo pričakovali
razlik. Hipotezo smo preverjali v dveh ločenih analizah, posebej za odnos
učne uspešnosti z vsako od komponent vedenjskih težav; v modele na sli-
kah 6 in 7 smo kot kovariat vključili spol s potjo do M2 komponente ve-
denjskih težav in do M2 učne uspešnosti. V modele smo vključili tudi pred-
hodno ugotovljene korelacije med označevalci (glej sliki 6 in 7) ter vzdolžno
invarianco nasičenosti (glej razdelek 3.4.1).
Model z vedenjem ponotranjenja in učno uspešnostjo je imel zadovo-
ljivo prileganje (CFI = 0,96, RMSEA(IZ) = 0,07(0,06–0,08), SRMR = 0,10,
χ2(83) = 218,42, p < 0,001). Spol otroka ni pomembno napovedoval niti učne
uspešnosti niti vedenja ponotranjenja v M2, ostali koeficienti pa so bili zelo
podobni kot v modelu brez spola (vse nasičenosti so bile pomembne, prav
tako avtoregresijske poti in pot navzkrižnega zamika od M2 vedenja po-
notranjenja do M4 učne uspešnosti).
Model z vedenjem pozunanjenja in učno uspešnostjo je imel zadovo-
ljivo prileganje (CFI = 0,96, RMSEA(IZ) = 0,07(0,06–0,09), SRMR = 0,06,
χ2(82) = 224,84, p < 0,001). Spol otroka je pomembno prispeval k izraznos-
94
