Page 95 - Maša Vidmar, Vedenjske težave in učna uspešnost. Ljubljana: Pedagoški inštitut, 2017. Digitalna knjižnica, Dissertationes, 30
P. 95
r e z u ltat i
ti vedenja pozunanjenja v M2, in sicer so dečki kazali pomembno več ve-
denja pozunanjenja kot deklice (nestandardiziran koeficient poti je znašal
-1,92, y standardizirani pa -0,52). Spol ni pomembno napovedoval učne us-
pešnosti, ostali koeficienti v modelu 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 pozunanjenja do M4 učne uspeš-
nosti).
Vključenost v vrtec
V hipotezi 4 smo predpostavili, da imajo otroci, ki so bili v vrtec vključe-
ni dlje časa, višjo učno uspešnost, kažejo več vedenja pozunanjenja in manj
vedenja pontoranjenja kot otroci, ki so bili vključeni manj časa oziroma
sploh ne. Hipotezo smo preverjali v dveh ločenih analizah, posebej za od-
nos učne uspešnosti z vsako od komponent vedenjskih težav; v modele na
slikah 6 in 7 smo kot kovariat vključili vključenost v vrtec (ni bil vključen,
vključen tri leta od 3. leta starosti, vključen pet let od 1. leta starosti) s potjo
do M2 komponente vedenjskih težav in do M2 učne uspešnosti. V modele
smo vključili tudi predhodno 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) = 207,43, p < 0,001). Vključenost v vrtec je pomembno prispevala k
odsotnosti vedenja ponotranjenja v prvem razredu (nestandardiziran ko-
eficient poti je znašal 0,41, popolnoma standardizirani pa 0,24); otroci, ki
so bili v vrtec vključeni dlje, so v prvem razredu kazali manj vedenja po-
notranjenja. Podobne rezultate smo dobili tudi, če smo vključenost v vrtec
obravnavali kot dihotomno spremenljivko. Oblikovali smo jo na dva raz-
lična načina; v prvem primeru smo ohranili kategorijo »ni bil vključen«,
tri- in petletno vključenost v vrtec pa združili v kategorijo »bil vključen«.
V drugem primeru smo ohranili kategorijo zgodnje vključitve v vrtec »bil
vključen pet let« in združili preostali dve kategoriji. V obeh primerih je bila
v modelih pot od vključenosti v vrtec do vedenja ponotranjenja pomemb-
na. Vključenost otroka v vrtec ni pomembno napovedovala učne uspeš-
nosti v M2, ostali koeficienti v modelu so bili zelo podobni kot v modelu
brez vključenosti v vrtec (vse nasičenosti so bile pomembne, prav tako av-
toregresijske poti in pot navzkrižnega zamika od M2 vedenja ponotranje-
nja do M4 učne uspešnosti).
95
ti vedenja pozunanjenja v M2, in sicer so dečki kazali pomembno več ve-
denja pozunanjenja kot deklice (nestandardiziran koeficient poti je znašal
-1,92, y standardizirani pa -0,52). Spol ni pomembno napovedoval učne us-
pešnosti, ostali koeficienti v modelu 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 pozunanjenja do M4 učne uspeš-
nosti).
Vključenost v vrtec
V hipotezi 4 smo predpostavili, da imajo otroci, ki so bili v vrtec vključe-
ni dlje časa, višjo učno uspešnost, kažejo več vedenja pozunanjenja in manj
vedenja pontoranjenja kot otroci, ki so bili vključeni manj časa oziroma
sploh ne. Hipotezo smo preverjali v dveh ločenih analizah, posebej za od-
nos učne uspešnosti z vsako od komponent vedenjskih težav; v modele na
slikah 6 in 7 smo kot kovariat vključili vključenost v vrtec (ni bil vključen,
vključen tri leta od 3. leta starosti, vključen pet let od 1. leta starosti) s potjo
do M2 komponente vedenjskih težav in do M2 učne uspešnosti. V modele
smo vključili tudi predhodno 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) = 207,43, p < 0,001). Vključenost v vrtec je pomembno prispevala k
odsotnosti vedenja ponotranjenja v prvem razredu (nestandardiziran ko-
eficient poti je znašal 0,41, popolnoma standardizirani pa 0,24); otroci, ki
so bili v vrtec vključeni dlje, so v prvem razredu kazali manj vedenja po-
notranjenja. Podobne rezultate smo dobili tudi, če smo vključenost v vrtec
obravnavali kot dihotomno spremenljivko. Oblikovali smo jo na dva raz-
lična načina; v prvem primeru smo ohranili kategorijo »ni bil vključen«,
tri- in petletno vključenost v vrtec pa združili v kategorijo »bil vključen«.
V drugem primeru smo ohranili kategorijo zgodnje vključitve v vrtec »bil
vključen pet let« in združili preostali dve kategoriji. V obeh primerih je bila
v modelih pot od vključenosti v vrtec do vedenja ponotranjenja pomemb-
na. Vključenost otroka v vrtec ni pomembno napovedovala učne uspeš-
nosti v M2, ostali koeficienti v modelu so bili zelo podobni kot v modelu
brez vključenosti v vrtec (vse nasičenosti so bile pomembne, prav tako av-
toregresijske poti in pot navzkrižnega zamika od M2 vedenja ponotranje-
nja do M4 učne uspešnosti).
95
