Ευθυµία Πεντέρη ηµοκρίτειο Πανε ιστήµιο Θράκης. Κωνσταντίνος Πετρογιάννης Ελληνικό Ανοικτό Πανε ιστήµιο

Transcript

1 Προσχολική & Σχολική Εκ αίδευση, 2013, Τόµος 1, Tεύχος 1, σσ e-issn: Εργαστήριο Παιδαγωγικών Ερευνών & Εφαρµογών Π.Τ.Π.Ε., Πανε ιστήµιο Κρήτης doi: dx.doi.org/ /ppej.39 Η έννοια των µαθησιακών συµ εριφορών και η ροσέγγισή τους στην ροσχολική ηλικία: Η ελληνική εκδοχή της Κλίµακας Εκτίµησης των Μαθησιακών Συµ εριφορών για Παιδιά Προσχολικής Ηλικίας Κωνσταντίνος Πετρογιάννης Ελληνικό Ανοικτό Πανε ιστήµιο Ευθυµία Πεντέρη ηµοκρίτειο Πανε ιστήµιο Θράκης Περίληψη. Τα νέα αναλυτικά ρογράµµατα για το νη ιαγωγείο, δίνουν έµφαση στην οργάνωση και αξιολόγηση των µαθησιακών εµ ειριών των αιδιών, ώστε να αντα οκρίνονται στις ιδιαίτερες κλίσεις και τα ενδιαφέροντά τους και να τα βοηθούν στην καλλιέργεια θετικής στάσης α έναντι στη µάθηση. Ο τρό ος µε τον ο οίο τα αιδιά ροσεγγίζουν τις µαθησιακές καταστάσεις και εµ λέκονται σε αυτές εριγράφεται στη διεθνή βιβλιογραφία µε τον όρο «µαθησιακές συµ εριφορές». Για τη µελέτη τους ροτείνεται η Κλίµακα Εκτίµησης των Μαθησιακών Συµ εριφορών για Παιδιά Προσχολικής Ηλικίας (ΚΕΜΣ-ΠΗ) (Preschool Learning Behavior Scale) ως ένα εργαλείο ου µ ορεί να αξιο οιηθεί α ό νη ιαγωγούς µε στόχο την καταγραφή και καλύτερη κατανόηση των µαθησιακών συµ εριφορών των αιδιών και διερευνώνται τα ψυχοµετρικά χαρακτηριστικά της ελληνικής εκδοχής της. Τα δεδοµένα ροέρχονται α ό 890 αιδιά ου φοιτούσαν σε δηµόσια νη ιαγωγεία 33 νοµών της Ελλάδας, µε βάση τις α αντήσεις των νη ιαγωγών (N= 233) των τάξεων τους. Η αραγοντική ανάλυση ανέδειξε δύο αράγοντες, «Κίνητρο/Ε άρκεια» και «Στάση Α έναντι στη Μάθηση- Προσοχή», µε ικανο οιητική εσωτερική σταθερότητα. Τα α οτελέσµατα σχολιάζονται σε σχέση µε τη δυνατότητα της ΚΕΜΣ-ΠΗ να δώσει χρήσιµες ληροφορίες σε ότι αφορά: το ίδιο το αιδί και τον τρό ο ου αντιδρά στη µάθηση, το αιδί σε σχέση µε την υ όλοι η τάξη, την α οτελεσµατικότητα των διδακτικών ροσεγγίσεων και των ρογραµµάτων ου εφαρµόζονται στην τάξη. Λέξεις-κλειδιά: Νη ιαγωγείο, µαθησιακές συµ εριφορές, Κλίµακα Εκτίµησης των Μαθησιακών Συµ εριφορών για Παιδιά Προσχολικής Ηλικίας Summary. New curricula concerning kindergarten in Greece put particular emphasis on the organization of rich learning activities in the classroom and the evaluation of children s responses so as to provide learning environments that correspond to their inclinations and interests. The way children initiate and engage in learning situations is described in the international literature by the term learning behaviors. Children s learning experiences in the preschool are fundamental for the cultivation of these behaviors as this developmental period is considered essential for the development and establishment of children s attitudes towards learning. Measurement of learning behaviors could provide useful information about: (a) the way each child responds to Υ εύθυνος ε ικοινωνίας: Κωνσταντίνος Πετρογιάννης, Ελληνικό Ανοικτό Πανε ιστήµιο, αρ. Αριστοτέλους 18, 26335, Πάτρα. kpetrogiannis@eap.gr Hλεκτρονικός εκδότης: Εθνικό Κέντρο Τεκµηρίωσης, Εθνικό Ίδρυµα Ερευνών URL:

2 4 Πετρογιάννης, Πεντέρη learning, (b) the development of children s learning behaviors compared to the level of the other children in the classroom, and (c) the effectiveness of the teaching approaches and the programs applied in the classroom. Considering the absence of relevant tools for the Greek educational context, the Preschool Learning Behavior Scale is suggested herewith as a measure that can be used by kindergarten teachers aiming to plan and organize appropriate learning environments with preschool children so that they can to record and better understand children s learning behaviors. The study presents the Greek version of PLBS and examines its psychometric properties. Data were based on a study of 890 children, randomly chosen by their kindergarten teachers (N= 233), that attended public kindergartens from 33 prefectures in Greece. Analyses provided evidence for the reliability and validity status of the Greek version of the PLBS and its factorial construct indicating that it could be used as a promising assessment tool. Two reliable and valid factors emerged: (i) Motivation/Competence which reflects children s motivation, determination to engage and persist in learning activities and (ii) Attitude towards learning/attention that refers to their responses towards novelty and frustration with an emphasis on attention. Identifying the way children respond in learning situations and their motivation to engage in new and challenging activities, teachers could organize rich learning environments in the classroom that correspond to children s particular potentials and needs so as to foster their adaptive behavior and promote later school success. The findings are discussed in relation with the cultural particularities of the manifestations and evaluations of learning approaches in different socio-cultural educational contexts, as well as the strengths of the PLBS to capture and reflect these particularities. Keywords: Κindergarten, learning behaviors, Greek version of the Preschool Learning Behavior Scale Εισαγωγή Η έµφαση στις µαθησιακές εµ ειρίες του αιδιού στα νέα ρογράµµατα για νη ιαγωγείο Α ό τη θεσµοθέτηση του υ οχρεωτικού χαρακτήρα της φοίτησης στο νη ιαγωγείο για τα αιδιά ηλικίας 5 ετών, το 2006 και µετά, αρατηρείται µια συστηµατική ροσ άθεια σε ε ί εδο εκ αιδευτικής ολιτικής για την αναβάθµιση του Αναλυτικού Προγράµµατος και την ενίσχυση του ρόλου των εκ αιδευτικών στη διαµόρφωση «ροκλητικών και δηµιουργικών» µαθησιακών εριβαλλόντων ( αφέρµου, Κουλούρη, & Μ ασαγιάννη, 2006). Ο κοινωνικός χαρακτήρας της µάθησης βρίσκεται στο ε ίκεντρο του ενδιαφέροντος και καθορίζει τους στόχους και τη µεθοδολογία των ρογραµµάτων ου ανα τύσσονται (Παιδαγωγικό Ινστιτούτο, 2011α). Μεταξύ των 10 βασικών αρχών του Νέου Προγράµµατος Σ ουδών ρωταρχική θέση έχουν η ολό λευρη ανά τυξη των αιδιών και η καλλιέργεια θετικής στάσης α έναντι στη µάθηση (Παιδαγωγικό Ινστιτούτο, 2011β). ίνεται µεγάλη έµφαση στους τρό ους µε τους ο οίους τα αιδιά ροσεγγίζουν τη µάθηση και στην οργάνωση των µαθησιακών εµ ειριών τους, ώστε να αντα οκρίνονται στη µαθησιακή ετοιµότητα, τα ενδιαφέροντα και το µαθησιακό ροφίλ του κάθε µαθητή ή/και µικρών οµάδων µαθητών (Παιδαγωγικό Ινστιτούτο, 2011α). Για το σκο ό αυτό, ο εκ αιδευτικός καλείται να εφαρµόσει συστηµατική αρατήρηση και αξιολόγηση της συµ εριφοράς και των δεξιοτήτων των αιδιών σε όλα τα λαίσια δράσης ου αρέχει η ροσχολική τάξη: (i) το αιχνίδι, (ii) τις καθηµερινές ρουτίνες, (iii) τα σηµαντικά συµβάντα της καθηµερινής ζωής,

3 Κλίµακα Εκτίµησης Μαθησιακών Συµ εριφορών για αιδιά Προσχολικής Ηλικίας 5 (iv) τις εξερευνήσεις (καταστάσεις ροβληµατισµού και σχέδια εργασίας) και (v) τις οργανωµένες δραστηριότητες. Για να µ ορέσει, ε οµένως, ο εκ αιδευτικός να ε ιτελέσει το δύσκολο έργο της οργάνωσης της µαθησιακής εµ ειρίας των αιδιών της τάξης του, είναι α αραίτητο να γνωρίζει τι ακριβώς θα ρέ ει να αρατηρήσει και να αξιολογήσει ως ρος την ετοιµότητα, το µαθησιακό ροφίλ και τα ενδιαφέροντα των αιδιών, καθώς και να διαθέτει τα κατάλληλα εργαλεία. Στον Οδηγό του Εκ αιδευτικού για το Νέο Πρόγραµµα Σ ουδών (Παιδαγωγικό Ινστιτούτο, 2011β) γίνεται µια σύντοµη αναφορά στο τι συνιστά το κάθε εδίο (σελ. 26). Με τον όρο ενδιαφέροντα, γίνεται αναφορά στα θέµατα ου µ ορεί να κινητο οιούν τα αιδιά ή θέλουν να εξερευνήσουν. Το µαθησιακό ροφίλ εριγράφει τους τρό ους µε τους ο οίους µαθαίνει καλύτερα ένα αιδί και εριλαµβάνει το µαθησιακό στυλ και τις ροτιµήσεις του αιδιού για τον τρό ο και το χώρο εργασίας. Για το ζήτηµα της ετοιµότητας, γίνεται αναφορά στο ε ί εδο κατανόησης του αιδιού, στις δεξιότητες και στις ροϋ άρχουσες γνώσεις του. Η έννοια και η σηµασία των µαθησιακών συµ εριφορών Μία διάσταση, ωστόσο, ου δεν φαίνεται να αναφέρεται ρητά στo λαίσιo της ετοιµότητας, ό ως τουλάχιστον γίνεται αντιλη τή στο Νέο Πρόγραµµα Σ ουδών, αλλά α οτελεί κρίσιµο συστατικό στοιχείο είναι οι µαθησιακές συµ εριφορές (learning behaviors) του αιδιού, όρος ου χρησιµο οιείται στη διεθνή βιβλιογραφία για να εριγράψει τον τρό ο µε τον ο οίο τα αιδιά αντιδρούν στις διάφορες µαθησιακές καταστάσεις. Αναφέρεται σε ένα φάσµα δεξιοτήτων και ροτύ ων συµ εριφοράς, διαθέσεων, κλίσεων, συνηθειών και χαρακτηριστικών στυλ ου καθορίζουν τον τρό ο µε τον ο οίο ένα αιδί εµ λέκεται και µυείται στη µάθηση (Chen, Mazur, & McNamee, 2011 Domínguez-Escalón, Vitiello, Maier, & Greenfield, 2009). Ενδεικτικά αναφέρονται η ε ιµονή, η εριέργεια, η ροθυµία, ο σχεδιασµός, η ε ίλυση ροβληµάτων, η ρωτοβουλία, ο αυτο- ροσδιορισµός και η συνεργασία µε τους συνοµηλίκους (Barnett, Bauer, Ehrhardt, Lentz, & Stollar, 1996 McDermott, 1999 McClelland & Morrisson, 2003). Οι µαθησιακές συµ εριφορές α οτελούν µια σηµαντική διάσταση της ετοιµότητας, η ο οία θεωρείται η βάση για την ανά τυξη όλων των άλλων συστατικών της (.χ. φυσική και κινητική ανά τυξη, κοινωνικο-συναισθηµατική ανά τυξη, γλωσσική και ε ικοινωνιακή ανά τυξη, γνωστική ανά τυξη, (βλ., Scott-Little, Kagan & Frelow, 2006 Fantuzzo et al., 2007 Hyson, 2008). Θα ρέ ει να σηµειωθεί ότι οι µαθησιακές συµ εριφορές διαφορο οιούνται α ό τις κοινωνικές συµ εριφορές ή δεξιότητες υ ό την έννοια ότι οι ρώτες εριγράφουν τις ροσ άθειες των αιδιών να ε ιτύχουν µαθησιακούς στόχους ου σχετίζονται µε την ολοκλήρωση συγκεκριµένων καθηκόντων ή εργασιών, ενώ οι δεύτερες καθορίζονται και ικανο οιούν κοινωνικούς στόχους ου αναφέρονται στις δια ροσω ικές σχέσεις και αλληλε ιδράσεις (Bronson, 1994 Cooper & Farran, 1988). Η διάκριση αυτή είναι χρήσιµη τόσο α ό θεωρητικής όσο και εµ ειρικής ά οψης καθώς φαίνεται να υφίστανται διαφορετικές «διαδροµές» ου συνδέουν τις µαθησιακές και τις κοινωνικές συµ εριφορές µε τη σχολική ε ίδοση (McClelland & Morrison, 2003). Η σηµασία των µαθησιακών συµ εριφορών στo λαίσιo της ροσχολικής εκ αίδευσης έγκειται στο γεγονός ότι διαµορφώνονται όχι µόνο υ ό την ε ίδραση των ατοµικών χαρακτηριστικών και ροδιαθέσεων του αιδιού, αλλά είναι ευαίσθητες σε ολιτισµικούς αράγοντες, ό ως οι αξίες ανατροφής ή τα διαφορετικά διδακτικά στυλ και µ ορούν να τρο ο οιηθούν στη βάση των εµ ειριών α ό διαφορετικά εκ αιδευτικά εριβάλλοντα (Chen, Masur, & McNamee, 2011 Domínguez-Escalón et al., 2009 Domínguez-Escalón & Greenfield, 2009). Έχει φανεί ότι οι µαθησιακές συµ εριφορές ε ηρεάζονται α ό τις δραστηριότητες στην τάξη και ανα τύσσονται ως το α οτέλεσµα της σχολικής κοινωνικο οίησης (Chen, Masur, & McNamee, 2011).

4 6 Πετρογιάννης, Πεντέρη Ε ι λέον, ό ως ροκύ τει α ό τη σχετική έρευνα, οι µαθησιακές συµ εριφορές εντάσσονται µεταξύ των ροστατευτικών αραγόντων ου λειτουργούν εξισορρο ητικά ενάντια σε κινδύνους ου σχετίζονται µε τη σχολική α οτυχία, ιδιαίτερα κατά την ερίοδο της µετάβασης των αιδιών στο σχολικό εριβάλλον (George & Greenfield, 2005). Οι Domínguez-Escalón και Greenfield (2009) έδειξαν ότι οι µαθησιακές συµ εριφορές σε ροσχολικά εριβάλλοντα διαµεσολαβούν τη σχέση ανάµεσα στα ροβλήµατα κοινωνικής συµ εριφοράς και στα ακαδηµαϊκά-µαθησιακά ε ιτεύγµατα των αιδιών. Ε ίσης, οι µαθησιακές συµ εριφορές φάνηκε ότι έχουν ισχυρή ρογνωστική ισχύ για την ορεία ανά τυξης γλωσσικών, µαθηµατικών και κοινωνικών δεξιοτήτων, έρα και άνω α ό την ό οια ε ίδραση της ευφυΐας ή των γνωστικών ικανοτήτων του αιδιού (McDermott et al., 2002). Στη βάση αυτών των ευρηµάτων, υ οστηρίζεται ότι τα ρογράµµατα ου στοχεύουν στην ροαγωγή της µάθησης των αιδιών µ ορεί να είναι ιο α οτελεσµατικά όταν εστιάζουν στη διδασκαλία µαθησιακών συµ εριφορών ου συµβάλλουν στην ροσαρµογή των αιδιών στο σχολικό εριβάλλον, ενισχύοντας έτσι την α οτελεσµατικότητα των εκ αιδευτικών να σχεδιάζουν λούσιες και ενδιαφέρουσες µαθησιακές δραστηριότητες. Ό ως αναφέρουν ο McDermott και οι συνεργάτες του (2011), η διδασκαλία η ο οία στοχεύει στην ροαγωγή των µαθησιακών συµ εριφορών των αιδιών θεωρείται σηµαντικός αράγοντας για το σχεδιασµό και την ε ίτευξη ροσχολικών ρογραµµάτων υψηλής οιότητας. Κατά συνέ εια, η δυνατότητα εκτίµησης των µαθησιακών εµ ειριών των αιδιών στην αρχή της φοίτησής τους στο ροσχολικό λαίσιο αλλά και κατά τη διάρκεια αυτής θα α οτελούσε µια σηµαντική ληροφορία για τους εκ αιδευτικούς, ου θα λειτουργούσε ενισχυτικά στην ροσ άθειά τους να οργανώσουν τις µαθησιακές εµ ειρίες των αιδιών ώστε να αντα οκρίνονται στις ιδιαίτερες ανάγκες και δυνατότητές τους, ροσφέροντας ταυτόχρονα τη δυνατότητα για την αξιολόγηση της α οτελεσµατικότητας των ρογραµµάτων και των διδακτικών ροσεγγίσεων ου εφαρµόζουν. Η µέτρηση των µαθησιακών συµ εριφορών Παρά το γεγονός ότι τόσο θεωρητικά όσο και εµ ειρικά υ οστηρίζεται η σηµασία των ρώιµων µαθησιακών συµ εριφορών για τη σχολική ετοιµότητα των αιδιών και τη µετέ ειτα ακαδηµαϊκή τους ε ιτυχία, δεν υ άρχουν αρκετά διαθέσιµα ερευνητικά εργαλεία για τη µέτρησή τους, ιδιαίτερα µάλιστα σε ότι αφορά την ελληνική ψυχολογική και εκ αιδευτική έρευνα. Οι Cooper και Farran (1988) σχεδίασαν ένα εργαλείο µε 39 ροτάσεις (Cooper and Farran Behavioral Rating Scales: CFBRS), µε στόχο να εντο ίσουν συµ εριφορές ου ανα τύσσονται στο νη ιαγωγείο και είναι σηµαντικές για τη σχολική ε ιτυχία των αιδιών. Οι ροτάσεις αρουσιάζονται µε τη µορφή µιας δι ολικής 7βαθµης κλίµακας ου αντι ροσω εύει τα διαφορετικά ε ί εδα έκφρασης της κάθε συµ εριφοράς. Σχετικές εριγραφές δίνονται σε τέσσερα σηµεία της κλίµακας αρέχοντας συγκεκριµένα κριτήρια στους εκ αιδευτικούς για να αξιολογήσουν τη συµ εριφορά των αιδιών. Η αραγοντική ανάλυση ανέδειξε δύο αράγοντες: ο ρώτος ονοµάστηκε «ια ροσω ικές δεξιότητες» µε 17 ροτάσεις, οι ο οίες αναφέρονταν στη σωµατική/φυσική και λεκτική ε ιθετικότητα, ενώ ο δεύτερος µε τίτλο «εξιότητες ου σχετίζονται µε τη δραστηριότητα» συµ εριλάµβανε 13 ροτάσεις ου εστίαζαν στην έλλειψη οργάνωσης, στην εξάρτηση και στην έλλειψη συµµόρφωσης µε τις οδηγίες. Ο Fantuzzo και οι συνεργάτες του (2005) χρησιµο οίησαν το Work Habits Performance Assessment (WHPA) για την αξιολόγηση των µαθησιακών συµ εριφορών ου εκδηλώνουν τα αιδιά νη ιαγωγείου σε ακαδηµαϊκού τύ ου δραστηριότητες/εργασίες. Η βαθµολογία α ό τις έντε ροτάσεις του εργαλείου αξιο οιήθηκε αθροιστικά και καταγράφηκε υψηλή εσωτερική συνέ εια.

5 Κλίµακα Εκτίµησης Μαθησιακών Συµ εριφορών για αιδιά Προσχολικής Ηλικίας 7 Οι Chen και McNamee (2007) σχεδίασαν το Bridging, ένα εργαλείο ου α ευθύνεται σε αιδαγωγούς µικρών αιδιών (3 έως 8 ετών) για την αξιολόγηση 5 µαθησιακών συµ εριφορών µέσω της αρατήρησης των αιδιών στο λαίσιο διαφορετικών δραστηριοτήτων στην τάξη. Χρησιµο οιούνται εριγραφές ου είναι αντι ροσω ευτικές της έννοιας και του εριεχοµένου κάθε συµ εριφοράς και οι ο οίες βαθµολογούνται σε µια 5βαθµη κλίµακα, ανάλογα µε το όσο συχνά εκδηλώνονται σε κάθε δραστηριότητα. Οι συγγραφείς ανέφεραν ότι η εσωτερική αξιο ιστία του εργαλείου κυµάνθηκε σε υψηλά ε ί εδα. Η Teacher Rating Scale, η ο οία α οτελεί µια ροσαρµογή της γνωστής Social Skills Rating System (Gresham & Elliott, 1990) στο λαίσιο του ερευνητικού ρογράµµατος ECLS- K(NCES, 2010) εριλαµβάνει ροτάσεις ου αντανακλούν βασικές µαθησιακές συµ εριφορές, ό ως η οργάνωση, η δηµιουργικότητα, η ροσαρµοστικότητα και η εµ λοκή στη µάθηση (National Research Council, 2008). Η "Κλίµακα Εκτίµησης των Μαθησιακών Συµ εριφορών για Παιδιά Προσχολικής Ηλικίας" (ΚΕΜΣ-ΠΗ) (Preschool Learning Behaviors Scale - PLBS) (McDermott, Leigh, & Perry, 2002) α οτελεί ένα α ό τα ιο δηµοφιλή εργαλεία ου αφορούν α οκλειστικά την ροσέγγιση της µαθησιακής συµ εριφοράς σε αιδιά ροσχολικής ηλικίας. Ανα τύχθηκε στις ΗΠΑ βασιζόµενη στην ίδια ροσέγγιση µε εκείνη ου ανα τύχθηκε η Learning Behaviors Scale (LBS) (McDermott, 1999), η ο οία αφορά µεγαλύτερα αιδιά ηλικίας 6-12 ετών. Έτσι, τα δύο αυτά εργαλεία καθιστούν εφικτή τη διαχρονική µέτρηση και εκτίµηση ενός συγκεκριµένου συνόλου µαθησιακών συµ εριφορών και την εξέλιξή τους σε όλο το εύρος της ροσχολικής και σχολικής εριόδου των αιδιών. Το στοιχείο αυτό, µεταξύ άλλων, οδήγησε στην ε ιλογή του συγκεκριµένου εργαλείου και την ροσαρµογή του στον ελληνικό χώρο. Για την ερί τωση της Ελλάδας ροτιµήθηκε η ΚΕΜΣ-ΠΗ καθώς η φοίτηση στο νη ιαγωγείο εριλαµβάνει ηλικίες α ό 4 έως 6 έτη. Η PLBS α ευθύνεται σε αιδαγωγούς ροσχολικής ηλικίας και νη ιαγωγούςκαι δίνει τη δυνατότητα εκτίµησης µιας σειράς α ό θεµελιώδεις για την ροσχολική ηλικία µαθησιακές συµ εριφορές, αντανακλώντας σηµαντικές διαστάσεις της λειτουργίας στην τάξη ου θεωρούνται βασικοί αράγοντες για τη σχολική ε ιτυχία των αιδιών (Fantuzzo et al., 2007). Μ ορεί να υ οστηριχθεί ότι βρίσκεται σε συστοιχία µε τις αρχές και τους στόχους των νέων ρογραµµάτων ου αναφέρονται στην οργάνωση των µαθησιακών εµ ειριών των αιδιών στο νη ιαγωγείο καθώς: i. Αναφέρεται σε µεταγνωστικές δεξιότητες οι ο οίες είναι θεµελιώδους σηµασίας για τη σχολική ετοιµότητα και την ακαδηµαϊκή ε ίτευξη των αιδιών (McDermott et al., 2002 Yen, Konold, & McDermott, 2004). Η καλλιέργεια µαθησιακών στρατηγικών στα αιδιά είναι µια α ό τις βασικές ροτεραιότητες του Νέου Προγράµµατος Σ ουδών, καθώς συνιστούν τη βάση για την ικανο οίηση των στόχων ου τίθενται στις οκτώ µαθησιακές εριοχές του ρογράµµατος (Παιδαγωγικό Ινστιτούτο, 2011α) ii. ίνει ληροφορίες για τη λειτουργικότητα των αιδιών στην ροσχολική τάξη. Αυτές οι ληροφορίες µ ορούν να χρησιµο οιηθούν α ό τους αιδαγωγούς ροσχολικής ηλικίας και τις νη ιαγωγούς ώστε να χαρτογραφηθούν οι µαθησιακές συµ εριφορές των αιδιών στην τάξη και να εµβαθύνουν στον τρό ο ου οι µαθησιακές συµ εριφορές του κάθε αιδιού διαφορο οιούνται α ό το ε ί εδο της υ όλοι ης τάξης. Με αυτόν τον τρό ο οι αιδαγωγοί ροσχολικής ηλικίας και οι νη ιαγωγοί µ ορούν να σχεδιάσουν και να οργανώσουν οικίλες µαθησιακές εµ ειρίες για τα αιδιά και να διαφορο οιήσουν τις διδακτικές και αιδαγωγικές τους ρακτικές ώστε να αντα οκρίνονται στις ανάγκες και τις δυνατότητες όλων των αιδιών, σύµφωνα και µε τις αρχές της διαφορο οιηµένης αιδαγωγικής (Παιδαγωγικό Ινστιτούτο, 2011α) iii. Εστιάζει σε µια σειρά συµ εριφορών οι ο οίες είναι εύ λαστες και αντα οκρίνονται ανάλογα µε τα χαρακτηριστικά της διδασκαλίας. Αυτό σηµαίνει ότι οι εκ αιδευτικοί,

6 8 Πετρογιάννης, Πεντέρη εκτός του ότι αντλούν ε ι λέον γνώσεις και ληροφορίες για τις ε άρκειες των αιδιών ου σχετίζονται µε τη µάθηση, µ ορούν να αξιο οιήσουν αυτές τις γνώσεις για να οργανώσουν ρογράµµατα αρέµβασης για την ενδυνάµωση των αιδιών ου υ ολεί ονται σε ροσαρµοστικές µαθησιακές συµ εριφορές είτε δίνοντας έµφαση σε διαστάσεις των συµ εριφορών αυτών σε ε ί εδο αραγόντων της κλίµακας είτε εστιάζοντας σε συγκεκριµένες συµ εριφορές σε ε ί εδο ροτάσεων της κλίµακας. Με αυτόν τον τρό ο, οι εκ αιδευτικοί ενισχύονται στο σηµαντικό ρόλο να αναγνωρίζουν σε ρώτη φάση τις ανάγκες και να αξιολογούν την ρόοδο των αιδιών και σε δεύτερη φάση να οργανώνουν το µαθησιακό εριβάλλον και να σχεδιάζουν την εκ αιδευτική διαδικασία στην τάξη (Παιδαγωγικό Ινστιτούτο, 2011α). Στόχος της εργασίας Λαµβάνοντας υ όψη τα αρα άνω, στόχος της εργασίας είναι η ροσαρµογή της "Κλίµακας Εκτίµησης των Μαθησιακών Συµ εριφορών για Παιδιά Προσχολικής Ηλικίας" (ΚΕΜΣ-ΠΗ) (Preschool Learning Behaviors Scale - PLBS: McDermott, Leigh, & Perry, 2002) στην ελληνική γλώσσα και η µελέτη των ψυχοµετρικών της χαρακτηριστικών/ιδιοτήτων και της καταλληλότητάς της για µελλοντική της χρήση στην ελληνική εκ αιδευτική ραγµατικότητα. Η δηµιουργία της ελληνικής εκδοχής της PLBS (ΚΕΜΣ-ΠΗ) και η ανάδειξη των ψυχοµετρικών της χαρακτηριστικών α ό την εφαρµογή της για αιδιά ηλικίας 4 έως 6 ετών, µ ορεί να συνεισφέρει σηµαντικά στη σχετική ψυχολογική και εκ αιδευτική έρευνα και ρακτική στην Ελλάδα. Ε ι λέον, η αρούσα µελέτη µ ορεί να συµβάλει στην ευρύτερη συζήτηση ου αφορά τις ολιτισµικές ιδιαιτερότητες των εκφάνσεων και των αξιολογήσεων των µαθησιακών συµ εριφορών των αιδιών σε διαφορετικά κοινωνικο- ολιτισµικά εριβάλλοντα, καθώς και της δυναµικής της κλίµακας να συλλαµβάνει και να αντανακλά αυτές τις ιδιαιτερότητες (για αράδειγµα, Hahn, Schaefer, Merino, & Worrell, 2009). Μέθοδος Συµµετέχοντες Η ΚΕΜΣ-ΠΗ συµ ληρώθηκε για 890 αιδιά, 429 (48,2%) αγόρια και 461 (51,8%) κορίτσια ου είχαν ε ιλεγεί τυχαία α ό τις νη ιαγωγούς τους. Τα 369 (41,5%) α ό αυτά ήταν ρονή ια (4-5 ετών) και τα 521 (58,5%) νή ια (5-6 ετών). Με βάση το κριτήριο της αστικότητας, 339 (38,1%) αιδιά ζούσαν σε µητρο ολιτικές εριοχές ( ρωτεύουσες νοµών), 157 (17,6%) σε αστικές εριοχές, 237 (26,6%) σε ηµι-αστικές και 157 (17,6%) σε αγροτικές εριοχές. Όλα τα αιδιά µιλούσαν την ελληνική γλώσσα ως µητρική. Τα ερισσότερα αιδιά (533, οσοστό 59,9%) α ό αυτά είχαν εµ ειρία α ό κά οιο κέντρο ηµερήσιας φροντίδας. Τα δεδοµένα συγκεντρώθηκαν α ό 233 γυναίκες νη ιαγωγούς (α ό ισάριθµα ροσχολικά τµήµατα) ου κατέχουν ανε ιστηµιακά τυχία και ε ιλέχθηκαν τυχαία µέσω µιας διαδικασίας δειγµατοληψίας οσοστώσεων. Η ηλικία τους κυµαινόταν µεταξύ 24 και 58 έτη (Μ.=41, SD9,05) και είχαν διδακτική εµ ειρία κατά µέσο όρο 14 έτη (SD=9,05). Μετρήσεις Η ΚΕΜΣ-ΠΗ α οτελεί ένα εργαλείο ου α ευθύνεται σε εκ αιδευτικούς για την εκτίµηση ενός συνόλου αρατηρήσιµων µαθησιακών συµ εριφορών ου τα αιδιά εκδηλώνουν στο ροσχολικό εριβάλλον. Οι νη ιαγωγοί α αντούν στις 29 ερωτήσεις µε µια 3βαθµη κλίµακα για το όσο συχνά το αιδί εµφανίζει την κάθε συµ εριφορά στην τάξη («συχνά», «µερικές φορές», «οτέ»). Για να µ ορέσουν να α αντήσουν οι εκ αιδευτικοί θα ρέ ει να έχουν εµ ειρία α ό τη δράση και τις ε ιδόσεις του αιδιού στην τάξη για τουλάχιστον δύο µήνες. Μια µελέτη (McDermott et al., 2002) ου διεξήχθη για τη δοµική

7 Κλίµακα Εκτίµησης Μαθησιακών Συµ εριφορών για αιδιά Προσχολικής Ηλικίας 9 εγκυρότητα του εργαλείου ανέδειξε τρεις αξιό ιστους αράγοντες µε συντελεστές Cronbach alpha ου κυµάνθηκαν α ό 0,72 έως 0,89 για το συνολικό δείγµα αλλά και τις υ ο-οµάδες ου µελετήθηκαν στην αρχική µελέτη του McDermott et al. (2002). Ε ίσης φάνηκε η δυνατότητα αξιο οίησης της συνολικής βαθµολογίας της κλίµακας (ο συντελεστής Cronbach alpha έλαβε τιµές για το συνολικό δείγµα και τις διάφορες υ ο-οµάδες ου κυµάνθηκαν α ό 0,86 έως 0,92). Ο αράγοντας «Κίνητρο για Ε άρκεια» (Competence Motivation) αντανακλά την εριέργεια των αιδιών για τις δραστηριότητες, το κίνητρο και τη θέληση να κατανοήσουν τις δραστηριότητες και την α οφασιστικότητα να φέρουν εις έρας µε ε ιτυχία τα σχετικά µαθησιακά καθήκοντα. Ο αράγοντας «Προσοχή/Ε ιµονή» (Attention/Persistence) εριγράφει την ικανότητα των αιδιών να αντα οκρίνονται µε ροσοχή στα µαθησιακά ερεθίσµατα και να διατηρούν το ενδιαφέρον τους, όταν συναντούν µεγάλη δυσκολία και ρόκληση. Ο τρίτος αράγοντας, «Στάση Α έναντι στη Μάθηση» (Attitude Toward Learning), αναφέρεται στη γενική στάση και συµ εριφορά των αιδιών κατά τη διάρκεια των δραστηριοτήτων και στον τρό ο ου αλληλε ιδρούν µε τους συνοµηλίκους και τον εκ αιδευτικό. Η ΚΕΜΣ-ΠΗ φάνηκε να µην ε ηρεάζεται α ό αράγοντες ό ως το φύλο του αιδιού και η εθνοτική ταυτότητα της οµάδας ροέλευσης (Schaefer & McDermott, 1999). Μια σειρά µελετών έδειξε, ε ίσης, τη δυνατότητα της κλίµακας να εξηγεί την οικιλοµορφία στις ε ιδόσεις των αιδιών, να ροβλέ ει τη µελλοντική ακαδηµαϊκή ε ιτυχία και να συµ ληρώνει τις ληροφορίες ου αρέχουν τα τεστ ευφυΐας (Yen, Konold, & McDermott, 2004). Για τις ανάγκες της ροσαρµογής της κλίµακας, η αγγλική εκδοχή της µεταφράστηκε α ό τρεις νη ιαγωγούς µε άριστη γνώση της αγγλικής γλώσσας. Η ερευνητική οµάδα, ροχώρησε στη σύγκριση των τριών νέων εκδοχών και κατέληξε στην τελική µετάφραση, η ο οία µεταφράστηκε ξανά στα αγγλικά α ό ένα δίγλωσσο καθηγητή Ψυχολογίας (χωρίς να διαθέτει την αρχική αγγλική εκδοχή). Η ελληνική εκδοχή του εργαλείου ελέγχθηκε στη συνέχεια µε µια ιλοτική µελέτη µε 32 νη ιαγωγούς, οι ο οίες συµ λήρωσαν την κλίµακα για 64 αιδιά. Οι αναλύσεις έδειξαν ότι όλες οι ερωτήσεις είχαν γίνει κατανοητές, είχαν νόηµα για τις νη ιαγωγούς και µ ορούσαν να χρησιµο οιηθούν ως είχαν στην ε όµενη φάση της έρευνας. ιαδικασία Μια ρώτη ε ικοινωνία ραγµατο οιήθηκε µε όλες τις νη ιαγωγούς µε σκο ό την ενηµέρωσή τους για τους στόχους και τη διαδικασία της έρευνας. Οι νη ιαγωγοί κλήθηκαν να ε ιλέξουν τέσσερα αιδιά α ό την τάξη χρησιµο οιώντας έναν ίνακα µε τυχαίους αριθµούς. Στη συνέχεια, στάλθηκε στα νη ιαγωγεία ένας φάκελος ο ο οίος εριείχε α) µια ε ιστολή ρος τους γονείς των αιδιών ου κληρώθηκαν για να ενηµερωθούν για την έρευνα και να ζητηθεί η άδεια για την αξιολόγηση του αιδιού α ό τη νη ιαγωγό διασφαλίζοντας την ανωνυµία και την εµ ιστευτικότητα των δεδοµένων, β) µια ε ιστολή ρος τις νη ιαγωγούς ου αρείχε λε τοµερή εριγραφή της µελέτης και σαφείς οδηγίες για τη διεξαγωγή της και γ) τα ερωτηµατολόγια. Μετά την ολοκλήρωση των α αραίτητων διαδικασιών και τη συµ λήρωση των ερωτηµατολογίων η ε ιστροφή τους ραγµατο οιήθηκε είτε µε αραλαβή τους α ό το νη ιαγωγείο είτε ταχυδροµικά. Α οτελέσµατα Ανάλυση των προτάσεων της κλίµακας - Περιγραφική Στατιστική Στην ρώτη φάση της ανάλυσης, διεξήχθη εξαντλητικός έλεγχος των δεδοµένων των κατανοµών και εκκαθάριση α ό ακραίες τιµές ου µ ορεί να ε ηρέαζαν την έκβαση των α οτελεσµάτων.

8 10 Πετρογιάννης, Πεντέρη Πριν ο οιαδή οτε άλλη ανάλυση ελέγχθηκε η κανονικότητα των κατανοµών των τιµών-α αντήσεων (Fabrigar, Wegener, MacCallum, & Strahan, 1999) ου έδωσαν οι νη ιαγωγοί στις ε ιµέρους ροτάσεις της κλίµακας καθώς και της συνολικής τιµής. Με βάση τα α οτελέσµατα των αναλύσεων δια ιστώθηκε ότι τα δεδοµένα δεν αρουσίαζαν κανονική κατανοµή σύµφωνα µε το κριτήριο Shapiro-Wilk. Το εύρηµα ήταν αναµενόµενο, αφού δεν είναι σ άνιο το γεγονός, όταν οι µέσες τιµές είναι υψηλές οι κατανοµές των τιµών των ε ιµέρους ροτάσεων να είναι ασύµµετρες και κυρτωτικές (Gorsuch, 1997). Τα δεδοµένα αρουσίασαν αρνητική ασυµµετρία και κύρτωση. ια ιστώθηκε ότι στην ερί τωση της ρότασης 19 ( ροφασίζεται ονοκεφάλους για να µη συµµετέχει) σηµειώθηκε συντελεστής ασυµµετρίας µεγαλύτερος του εύρους συντελεστών 2 έως -2 και συντελεστής κύρτωσης ου υ ερέβαινε το εύρος τιµών +3 έως -3, οι ο οίες α οτελούν και τα όρια των τιµών των συγκεκριµένων συντελεστών ροκειµένου να θεωρηθούν ότι τα δεδοµένα µιας κατανοµής δεν αρουσιάζουν εξαιρετικά α οκλίνουσες (µη κανονικές) κατανοµές (Hutcheson & Sofroniou, 1999). Α οφασίστηκε η συγκεκριµένη ρόταση να εξαιρεθεί α ό κάθε εραιτέρω ανάλυση και ε αναλήφθηκε η διαδικασία, ό ου αυτή τη φορά ληρούνταν το συγκεκριµένο κριτήριο στο σύνολο των 28 µεταβλητών ου α έµειναν για εραιτέρω ανάλυση. Σε ένα δεύτερο βήµα ελέγχθηκε η αρουσία ακραίων τιµών (outliers). Βρέθηκαν 23 ερι τώσεις οι ο οίες είχαν στατιστικά σηµαντικές δειγµατικές τετραγωνικές α οστάσεις Mahalanobis D 2 (ή τετραγωνισµένες α οστάσεις του Mahalanobis), εφόσον οι τιµές τους ήταν µεγαλύτερες της κρίσιµης τιµής χ 2 = 56,89, df= 28, p<0,001, στοιχείο ου υ οδεικνύει ότι ε ρόκειτο για ακραίες τιµές. Οι ερι τώσεις αυτές εξαιρέθηκαν α ό ε όµενες αναλύσεις διαµορφώνοντας έτσι ένα τελικό δείγµα 867 ερι τώσεων στο ο οίο ε αναλήφθηκε η διαδικασία εξαγωγής των εριγραφικών δεικτών. Η εξέταση των στατιστικών δεικτών στο ε ί εδο των ε ιµέρους ροτάσεων έδειξε ότι οι µέσες βαθµολογίες κυµαίνονταν σε σχετικά υψηλά ε ί εδα δεδοµένου ότι οι µέσες τιµές των α αντήσεων στις ε ιµέρους ροτάσεις κυµάνθηκαν µεταξύ 1,07 έως 1,75. Οι συντελεστές ασυµµετρίας κυµαίνονταν α ό -1,94 έως - 0,06 (16 ροτάσεις είχαν συντελεστές ασυµµετρίας ου υ ερέβαιναν την τιµή -1,0) και οι συντελεστές κύρτωσης κυµαίνονταν µεταξύ -1,07 και 2,73 (7 ροτάσεις είχαν συντελεστές κύρτωσης µεγαλύτερους του ±1,0) (βλ. Πίνακα 1). Τα ευρήµατα ήταν αρόµοια µε αυτά της µελέτης της Hahn και των συνεργατών της (2009) καθώς και αυτής των McDermott, Leigh και Perry (2002), ενώ αντίστοιχα υψηλές τιµές έχουν καταγραφεί και για την κλίµακα LBS ου έχει χρησιµο οιηθεί µε µαθητές ηλικίας 5-17 ετών (.χ. Canivez, Willenborg, & Kearney, 2006 Worrell et al., 2001). Ως τρίτο βήµα της ρώτης αυτής φάσης της ανάλυσης διεξήχθη έλεγχος των συσχετίσεων της κάθε ρότασης της κλίµακας µε τη συνολική τιµή της (item-total correlations) για την εκτίµηση της συµβολής κάθε ρότασης στην κλίµακα (βλ. Πίνακα 1). Όλοι οι συντελεστές, λην µιας ερί τωσης ( ρόταση 13), είχαν θετικό ρόσηµο και κυµαίνονταν µεταξύ 0,03 έως 0,70. ύο ροτάσεις ( ρόταση 13: «έχει δηµιουργικές αλλά συχνά α ραγµατο οίητες ιδέες» και η ρόταση 20: «ρόθυµος/η να δεχτεί βοήθεια») αρουσίασαν συντελεστές συσχέτισης ολύ µικρότερους του 0,2, τιµή η ο οία θεωρείται ως ένα ελάχιστο ε αρκές όριο για την διατήρηση µιας ρότασης στην κλίµακα για εραιτέρω αναλύσεις, δεδοµένου ότι α οτελεί ένδειξη µικρής κοινής διακύµανσης της εκάστοτε ρότασης µε τη συνολική βαθµολογία της κλίµακας (Field, 2005). Για να εξετάσουµε τον αντίκτυ ο α ό την εξαίρεση των δύο αυτών ροτάσεων, υ ολογίστηκαν οι νέες συσχετίσεις κάθε φορά ου αφαιρούνταν α ό την ανάλυση κάθε ρόταση. Η ροσέγγιση αυτή είναι α αραίτητη, γιατί µε την εξαίρεση µιας ρότασης αλλάζει κάθε φορά τη σχέση των άλλων ροτάσεων µε τη µεταβαλλόµενη συνολική βαθµολογία της κλίµακας. Ο συντελεστής Cronbach alpha για ολόκληρη την κλίµακα αυξήθηκε έστω και ελάχιστα µετά την εξαίρεσή τους (βλ. τη στήλη "Συντελεστής Cronbach alpha µετά την εξαίρεση της ρότασης" του Πίνακα 1), αναδεικνύοντας την εσωτερική συνοχή της κλίµακας. Με βάση το συγκεκριµένο εύρηµα α οφασίστηκε οι δύο αυτές

9 Κλίµακα Εκτίµησης Μαθησιακών Συµ εριφορών για αιδιά Προσχολικής Ηλικίας 11 ροτάσεις να εξαιρεθούν α ό όλες τις εραιτέρω αναλύσεις. Τρεις ακόµα ροτάσεις (# 9, 22, 27) ήταν οριακά κάτω α ό το ροαναφερθέν όριο, αλλά εξαιτίας του ικανο οιητικού µεγέθους δείγµατος για την ανάλυση της κλίµακας (Kim & Mueller, 1978 Lawley & Maxwell, 1971), α οφασίστηκε να συµ εριληφθούν στις εραιτέρω αναλύσεις. Πίνακας 1 είκτες εριγραφικής στατιστικής για την ελληνική εκδοχή της ΚΕΜΣ-ΠΗ (N=867) Πρόταση M SD είκτης Ασυµµετρίας είκτης Κύρτωσης ιορθωµένες συσχετίσεις τιµής ρότασης- ροςσυνολική τιµή Συντελεστής Cronbach alpha µετά την εξαίρεση της ρότασης 1 1,73 0,46-1,29 0,29 0,55 0,88 2 1,44 0,67-0,79-0,49 0,65 0,87 3 1,50 0,68-1,01-0,21 0,51 0,88 4 1,63 0,56-1,22 0,52 0,43 0,88 5 1,68 0,56-1,54 1,42 0,48 0,88 6 1,65 0,59-1,45 1,05 0,54 0,88 7 1,39 0,66-0,60-0,65 0,24 0,88 8 1,60 0,62-1,31 0,58 0,44 0,88 9 1,65 0,59-1,51 1,20 0,18 0, ,38 0,68-0,63-0,69 0,65 0, ,75 0,49-1,88 2,73 0,38 0, ,54 0,63-1,05 0,02 0,30 0,88 13* 1,17 0,59-0,06-0,32-0,03 0, ,20 0,73-0,33-1,07 0,59 0, ,32 0,70-0,53-0,85 0,63 0, ,72 0,58-1,94 2,62 0,40 0, ,44 0,70-0,83-0,55 0,36 0, ,54 0,65-1,09 0,02 0,70 0,87 20* 1,59 0,62-1,23 0,43 0,04 0, ,53 0,60-0,88-0,21 0,67 0, ,50 0,67-1,01-0,20 0,18 0, ,64 0,58-1,38 0,90 0,61 0, ,20 0,66-0,24-0,75 0,51 0, ,67 0,52-1,19 0,36 0,48 0, ,42 0,66-0,69-0,58 0,66 0, ,07 0,67-0,08-0,77 0,17 0, ,72 0,51-1,68 1,95 0,49 0, ,37 0,68-0,61-0,71 0,38 0,88 * Οι ροτάσεις αυτές εξαιρέθηκαν α ό εραιτέρω αναλύσεις. Σηµείωση: (1) Μ= Μέσος όρος, SD= τυ ική α όκλιση. (2) Η ρόταση 19 δεν εµφανίζεται στον Πίνακα.

10 12 Πετρογιάννης, Πεντέρη ιερευνητική αραγοντική ανάλυση της ΚΕΜΣ-ΠΗ Για τη µελέτη της αραγοντικής δοµής της κλίµακας ε ιλέχθηκε η διερευνητική αραγοντική ανάλυση έναντι της ε ιβεβαιωτικής, αρά το γεγονός ότι ρόκειται για ένα ερευνητικό εργαλείο ου έχει εφαρµοστεί στο εξωτερικό και έχει καταγραφεί η δοµή του, για τους εξής λόγους: i. Μετά α ό την εξαίρεση δύο ερωτήσεων κατά τη διαδικασία της ανάλυσης των ροτάσεων, η αραγοντική ανάλυση θα έ ρε ε να διεξαχθεί µε λιγότερες ροτάσεις συγκριτικά µε την αρχική εκδοχή της κλίµακας. ii. Ό ως τονίζουν οι Goodwin και Goodwin (1999), η εγκυρότητα και η αξιο ιστία α οτελούν ιδιότητες των µετρήσεων ου λαµβάνουν χώρα σε συγκεκριµένες συνθήκες και µε συγκεκριµένους συµµετέχοντες και όχι τόσο ολύ χαρακτηριστικά των ίδιων των ερευνητικών εργαλείων. iii. Άλλοι ερευνητές σε µελέτες ε αναληψιµότητας ου αφορούν την αρχική εκδοχή της PLBS και της LBS εφαρµόζουν διαδικασίες διερευνητικής αραγοντικής ανάλυσης (Hahn et al., 2009 Worrell, Vandiver, & Watkins, 2001). iv. Η ελληνική εκδοχή της PLBS (ΚΕΜΣ-ΠΗ) διαµορφώθηκε και δοκιµάστηκε για ρώτη φορά στην Ελλάδα. v. Εφόσον οι µαθησιακές συµ εριφορές ε ηρεάζονται α ό ολιτισµικούς αράγοντες, ό ως οι εκ αιδευτικές αξίες και οι διδακτικές ρακτικές, αναµένεται να υ άρχουν διαφορές στη συµ εριφορά της κλίµακας, όταν εφαρµόζεται σε διαφορετικά ολιτισµικά και εκ αιδευτικά εριβάλλοντα (βλ. σχετικά Hoy & Woolfolk, 1993 Tschannen-Moran & Hoy, 2001). εδοµένου ότι η αρούσα µελέτη ήταν µια µελέτη ε αναληψιµότητας ή ε αναλαµβανόµενου σχεδιασµού (replication study) ροηγούµενων ερευνών ου είχαν χρησιµο οιήσει την PLBS (Hahn et al., 2009), για την αραγοντική ανάλυση των 26 ροτάσεων της κλίµακας ου είχαν ενα οµείνει µετά την ρώτη φάση αναλύσεων, ε ιλέχθηκε η εφαρµογή της αραγοντικής ανάλυσης κύριων αξόνων (principal axis factoring PAF), η ο οία είναι µια διερευνητική µέθοδος εξαγωγής αραγόντων (Fabrigar et al., 1999). Η διαδικασία αυτή ε ιλέχθηκε γιατί ε ηρεάζεται λιγότερο α ό µη κανονικές κατανοµές τιµών (Briggs & MacCallum, 2003 Fabrigar et al., 1999 Tabachnick & Fidell, 2007) και έχει ως α οτέλεσµα οι στατιστικές εκτιµήσεις ου ροκύ τουν να αρουσιάζουν σφάλµατα µεροληψίας µικρότερου βαθµού α ό ό,τι συµβαίνει στην ερί τωση εφαρµογής ανάλυσης κύριων συνιστωσών (Widaman, 1993) και µειώνει την ε ίδραση των δεδοµένων 3βαθµης κλίµακας α αντήσεων, ό ως στην αρούσα ερί τωση (Cudeck, 2000). Ε ι λέον, η αραγοντική ανάλυση κύριων αξόνων (PAF) ήταν η κύρια αναλυτική διαδικασία ου χρησιµο οιήθηκε σε ροηγούµενες µελέτες µε την κλίµακα LBS (Gavinez, Willenborg, & Kearney, 2006 Hahn et al., 2009 McDermott, 1999 Worrell et al., 2001). Προκειµένου να γίνει η καλύτερη δυνατή εκτίµηση του αριθµού εξαγόµενων αραγόντων χρησιµο οιήθηκαν τέσσερις κανόνες/κριτήρια ου έχουν αναδειχθεί στη σχετική ερευνητική βιβλιογραφία: (α) το κριτήριο του Kaiser (K1) σύµφωνα µε το ο οίο διατηρούνται τόσοι αράγοντες όσων οι ιδιοτιµές είναι µεγαλύτερες της µονάδας (eigenvalues> 1,0) (Guttman, 1954), (β) ο έλεγχος του διαγράµµατος ιδιοτιµών (screeplot) (Cattell, 1966), (γ) η χρήση της αράλληλης ανάλυσης του Horn (1965) (Horn s parallel analysis - HPA), και (δ) το κριτήριο του ελάχιστου µέσου όρου των µερικών συσχετίσεων του Velicer (1976) (minimum average partials - MAP). Τα δύο αυτά κριτήρια, για τα ο οία χρησιµο οιήθηκε ειδικό λογισµικό (O Connor, 2000 Watkins, 2006), συµ εριελήφθησαν διότι έχει α οδειχθεί ότι αράγουν ερισσότερο σταθερές και ακριβείς εκτιµήσεις εξαγωγής αραγόντων και, ως εκ τούτου, µειώνεται η ιθανότητα ε ιλογής ολύ ερισσότερων αραγόντων α ό ό,τι ραγµατικά ισχύει (overfactoring) (Frazier & Youngstrom, 2007 Hubbard & Allen, 1987 Knight, 2000 Mumford et al., 2003 Tanguma, 2000 Thompson & Daniel, 1996 Velicer, Eaton, & Fava, 2000 Zwick & Velicer, 1986).

11 Κλίµακα Εκτίµησης Μαθησιακών Συµ εριφορών για αιδιά Προσχολικής Ηλικίας 13 Στην αρούσα µελέτη εξετάστηκαν οι αραγοντικές φορτίσεις ου βασίστηκαν στη µήτρα αραγόντων τόσο µετά την ορθογώνια (µε τη µέθοδο equamax) όσο και µετά α ό λάγια εριστροφή (µε τη µέθοδο promax). Οι αναλύσεις και για τις δύο µεθόδους εριστροφής αρήγαγαν αρόµοια α οτελέσµατα και έτσι α οφασίστηκε στη συγκεκριµένη µελέτη να αναφερθούν τα α οτελέσµατα α ό την λάγια εριστροφή αραγόντων µε τη µέθοδο promax (για δύναµη ισχύος k=4) (Tataryn, Wood, & Gorsuch, 1999), η ο οία είχε χρησιµο οιηθεί και στις µελέτες των McDermott, Leigh και Perry (2002) και Hahn et al. (2009). Κάθε µοντέλο αξιολογήθηκε για τη δυνατότητά του να αράγει αράγοντες ου να ικανο οιούν τους εριορισµούς των τεσσάρων ροαναφερθέντων κριτηρίων σχετικά µε τον αριθµό των αραγόντων ου θα διατηρούνταν. Ε ι λέον, ό ως συνέβη και µε ροηγούµενες µελέτες, ως όριο του συντελεστή αραγοντικής φόρτισης για τη συµ ερίληψη µιας ρότασης σε κά οιον αράγοντα ορίστηκε τιµή >0,40 (Norman & Streiner, 2000 Stevens, 2002). Ε ίσης, για να διατηρηθεί κά οιος αράγοντας θα έ ρε ε να φορτίζουν τουλάχιστον τέσσερις ροτάσεις µε συντελεστή φόρτισης >0,40 (Fabrigar et al., 1999). Ο έλεγχος των εταιρικοτήτων (communalities, h 2 ) υ έδειξε την εξαίρεση µιας µεταβλητής- ρότασης (#22) για εραιτέρω ανάλυση γιατί συνέβαλε ελάχιστα στην ερµηνεία της συνολικής διακύµανσης της κλίµακας. Ο ίνακας διασυσχετίσεων µεταξύ των ροτάσεων της ΚΕΜΣ-ΠΗ έδειξε ως η κλίµακα ήταν αραγοντο οιήσιµη δεδοµένου ότι ληρούνταν ορισµένα κρίσιµα κριτήρια: (α) υ ήρχαν αρκετές συσχετίσεις µε συντελεστή µεγαλύτερο του 0,30 (Tabachnick & Fidell, 2007), (β) το Μέτρο Ε άρκειας της ειγµατοληψίας Kaiser-Meyer-Olkin (Kaiser, 1974) είχε τιµή 0,934, η ο οία ήταν ολύ υψηλότερη α ό το ελάχιστο α οδεκτό όριο 0,60 (Kaiser, 1974 Kline, 1994 Tabachnick & Fidell, 2007), και (γ) το κριτήριο Σφαιρικότητας του Bartlett (1950, 1954) ήταν στατιστικά σηµαντικό (χ 2 = 7533,436, df= 300, p<0,001), γεγονός ου υ οδηλώνει ένα λογικό ε ί εδο συσχετίσεων µεταξύ των ροτάσεων της κλίµακας. Έτσι, σε συνδυασµό µε το µέγεθος του δείγµατος, τα δεδοµένα ου συγκεντρώθηκαν για την ε εξεργασία της ελληνικής εκδοχής της PLBS κρίθηκαν κατάλληλα για τις αραγοντικές αναλύσεις (Fabrigar et al., 1999 Floyd & Widaman, 1995 MacCallum et al., 1999). Όσον αφορά τον αριθµό των αραγόντων, ό ως συνέβη και στην µελέτη της Hahn et al. (2009), µια αρχική ανάλυση αρήγαγε έντε αράγοντες µε ιδιοτιµές µεγαλύτερες της µονάδας, σύµφωνα µε το κριτήριο Kaiser (K1). Ωστόσο, συνυ ολογίζοντας τα α οτελέσµατα των αναλύσεων σχετικά µε τα υ όλοι α κριτήρια για τον ροσδιορισµό του αριθµού των αραγόντων ου ρέ ει να διατηρηθούν (ο τικός έλεγχος του διαγράµµατος ιδιοτιµών, αράλληλη ανάλυση, ανάλυση του ελάχιστου µέσου όρου των µερικών συσχετίσεων), δεν φάνηκε να αρέχεται σαφής υ οστήριξη για µια λύση τεσσάρων ή δύο αραγόντων. εδοµένου ότι η " αράλληλη ανάλυση" (ΡΑ) και η ανάλυση του ελάχιστου µέσου όρου των µερικών συσχετίσεων (MAP) είναι συνήθως ιο ακριβείς α ό ό,τι µόνο το κριτήριο των ιδιοτιµών ή/και του διαγράµµατός τους (Thompson & Daniel, 1996) για τον καθορισµό του σωστού αριθµού αραγόντων, διεξήχθησαν διαδοχικές αναλύσεις (PAF, promax) µε υ οχρεωτική εξαγωγή δύο, τριών ή τεσσάρων αραγόντων. Α ό την αρχική λύση των έντε αραγόντων ου ροέκυψε µε τη χρήση της αραγοντικής ανάλυσης κύριων αξόνων (ΡΑΡ) µε ( λάγια) εριστροφή promax δεν ληρούνταν το κριτήριο των τεσσάρων ροτάσεων ως του ελάχιστου αριθµού ροτάσεων ου α αιτούνταν ανά αράγοντα. Το ίδιο συνέβη και µε τη λύση των τεσσάρων και των τριών αραγόντων ενώ και οι συντελεστές εσωτερικής συνοχής Cronbach alpha κυµάνθηκαν σε χαµηλά ε ί εδα και δεν αρείχαν συνε ώς µια αξιό ιστη λύση. Ε ι λέον, ορισµένες ροτάσεις αρουσίαζαν ολλα λές ε ιβαρύνσεις/φορτίσεις σε ερισσότερους του ενός αράγοντες (crossloadings). Η λύση των δύο αραγόντων ου ροέκυψε µετά την ( λάγια) εριστροφή αραγόντων promax για δύναµη ισχύος k=4 φάνηκε να ληρούσε το ιο ισχυρό κριτήριο

12 14 Πετρογιάννης, Πεντέρη του ελάχιστου µέσου όρου των µερικών συσχετίσεων (ΜΑΡ) (Velicer, 1976). Το µοντέλο υ οβλήθηκε και σε αναλύσεις µε τη µέθοδο equamax, η ο οία αρουσίασε αρόµοια α οτελέσµατα υ οδεικνύοντας ότι η δι αραγοντική δοµή α οτελούσε την ιο σταθερή και στιβαρή αραγοντική λύση. Ο Πίνακας 2 αρουσιάζει τις ροτάσεις και τις αραγοντικές ε ιβαρύνσεις ου ροέκυψαν α ό την εφαρµογή της αραγοντικής ανάλυσης των κύριων αξόνων µε εριστροφή promax. Μεταξύ των 20 ροτάσεων ου υ ερέβησαν την τιµή φόρτισης,40, ου είχε τεθεί ως ελάχιστο όριο συντελεστή ε ιβάρυνσης για την ενσωµάτωση σε κά οιον αράγοντα, οι συντελεστές εταιρικότητας κυµάνθηκαν α ό 0,25 έως 0,66 (Mdn= 0,41) ενώ στις µισές ερί ου ερι τώσεις (11 µεταβλητές) οι εταιρικότητες ήταν µεγαλύτερες του 0,50. Πίνακας 2 Παραγοντική δοµή της ΚΕΜΣ-ΠΗ (Ανάλυση Κύριων Αξόνων, εριστροφή Promax) Πρόταση Παράγοντας I Παράγοντας II Εξαρτάται α ό τους ενηλίκους 0,876 εν µιλά για το τι κάνει 0,783 είχνει ελάχιστη α οφασιστικότητα να συνεχίσει 0,700 Βρίσκει καταφύγιο στο να δείχνει αβοήθητο 0,699 Αντιδρά στις καινούργιες δραστηριότητες 0,683 εν ροσ αθεί ολύ στις δραστηριότητες 0,634 εν δείχνει ζωηρό ενδιαφέρον στις δραστηριότητες 0,524 εν έχει διάθεση να καταβάλει ροσ άθεια ή να δείξει ενδιαφέρον 0,494 Κλαίει όταν δυσκολεύεται 0,483 εν ε ιµένει σε µια δραστηριότητα όσο αναµένεται να κάνει 0,410 Βρίσκει ανόητους τρό ους για να κάνει ράγµατα 0,692 Γίνεται ε ιθετικό στην α οτυχία 0,591 Α οσ άται εύκολα η ροσοχή του 0,581 εν µένει ολύ σε µια δραστηριότητα 0,532 Βιάζεται να ενεργήσει χωρίς να σκεφτεί 0,488 εν ροσέχει αυτά ου του λες 0,457 Ακολουθεί ασυνήθιστες ρακτικές σε µια δραστηριότητα 0,455 Είναι α ρόθυµο να δεχτεί βοήθεια 0,448 Χάνει τη συγκέντρωσή του και η α όδοση µειώνεται 0,443 Ακολουθεί τις δικές του ιδέες για να κάνει κάτι και όχι τις οδηγίες 0,438 Ιδιοτιµή 7,90 2,095 % εξηγούµενης διακύµανσης 31,06 8,38 Συντελεστής αξιο ιστίας Cronbach α 0,847 0,799 Σηµείωση: Η εκφορά των ροτάσεων εδώ ακολουθεί την αντίστροφη βαθµολόγηση ου ραγµατο οιήθηκε σε κά οιες α ό αυτές, ενώ α οδίδει εριεκτικά το νόηµα των ερωτήσεων της κλίµακας. Οι δύο αράγοντες ερµήνευαν το 39,98% της ολικής διακύµανσης των τιµών της κλίµακας (βλ. Πίνακα 2). Ο ρώτος αράγοντας α οτελούνταν α ό 10 ροτάσεις ου ερµήνευαν και το µεγαλύτερο οσοστό της διακύµανσης µετά την εριστροφή των

13 Κλίµακα Εκτίµησης Μαθησιακών Συµ εριφορών για αιδιά Προσχολικής Ηλικίας 15 αραγόντων (31,61%). Ο δεύτερος αράγοντας εριελάµβανε 10 ροτάσεις ου ερµήνευαν το υ όλοι ο 8,38% της συνολικής διακύµανσης. Οι υ όλοι ες α ό τις ροτάσεις ου συµµετείχαν στην ανάλυση δεν αρουσίασαν ε ιβαρύνσεις µεγαλύτερες του 0,40 και α οκλείστηκαν α ό εραιτέρω αναλύσεις. Η συσχέτιση µεταξύ των δύο αραγόντων ήταν r=0,66. Ο συντελεστής εσωτερικής συνοχής για τον ρώτο αράγοντα ήταν 0,85 και 0,80 για τον δεύτερο. εδοµένης της διακύµανσης ου ερµηνευόταν α ό τους δύο αράγοντες και των αραγοντικών ε ιβαρύνσεων, δια ιστώθηκε ότι το µοντέλο των δύο αραγόντων ήταν η καλύτερη δοµική λύση για τα δεδοµένα της µελέτης. Με βάση το εριεχόµενο των ροτάσεων, ο ρώτος αράγοντας ονοµάστηκε Κίνητρο/Ε άρκεια α ό τη στιγµή ου 8 α ό τις 10 ροτάσεις του αράγοντα ήταν ανάλογες µε εκείνες ου συγκροτούσαν τον αντίστοιχο αράγοντα της αρχικής αµερικανικής εκδοχής της PLBS (McDermott, Leigh, & Perry, 2002). Μία α ό τις άλλες δύο ροτάσεις φόρτιζε στην αµερικανική έκδοση και στον ρώτο αλλά και στο δεύτερο αράγοντα («Προσοχή/Ε ιµονή»), στον ο οίο εντασσόταν η µία ε ι λέον ρόταση της ελληνικής εκδοχής ου συµ εριλήφθηκε στη διάσταση «Κίνητρο/Ε άρκεια». Έτσι, οι ροτάσεις του αράγοντα αυτού αφορούσαν την εριέργεια των αιδιών, το ενδιαφέρον και τα κίνητρά τους ρος µαθησιακές δραστηριότητες, την ροθυµία τους να εµ λακούν σε δραστηριότητες και την α οφασιστικότητά τους να αντα εξέλθουν στις ό οιες α αιτήσεις ροκύ τουν α ό αυτές. Ο αράγοντας αναφέρεται ε ίσης στην ικανότητα των µαθητών να συνεχίζουν να ροσ αθούν ακόµα κι όταν έχουν δυσκολίες στην αντιµετώ ιση των µαθησιακών δραστηριοτήτων. Ο δεύτερος αράγοντας ονοµάστηκε Στάση Α έναντι στη Μάθηση-Προσοχή, καθώς α οτελείται κυρίως α ό ροτάσεις ου συνθέτουν τον οµώνυµο τρίτο αράγοντα της αµερικανικής αρχικής εκδοχής αλλά και τον δεύτερο αράγοντα της αµερικανικής κλίµακας. Η λειονότητα των ροτάσεων σε αυτόν τον αράγοντα αντι ροσω εύουν την ικανότητα των µαθητών να αντα οκριθούν θετικά στα µαθησιακά ερεθίσµατα και τις ιεστικές καταστάσεις, εστιάζοντας ιδιαίτερα στην " ροσοχή". Συζήτηση Στη διεθνή βιβλιογραφία αναδεικνύεται το ε ί εδο των δυσκολιών ου αντιµετω ίζει µεγάλος αριθµός αιδιών τόσο κατά την µετάβαση στο νη ιαγωγείο όσο και κατά την είσοδό τους στο δηµοτικό σχολείο (Fantuzzo et al., 2005 Rimm-Kaufman, Pianta, & Cox, 2000). Ο τρό ος µε τον ο οίο τα αιδιά ροσεγγίζουν τη µάθηση, ό ως α οτυ ώνεται στις µαθησιακές συµ εριφορές ου ανα τύσσουν στην τάξη, αναγνωρίζεται ως ένας ροστατευτικός αράγοντας για την καλύτερη ροσαρµογή αλλά και ροαγωγή της σχολικής ε άρκειας των αιδιών (George & Greenfield, 2005 McClelland, Morrison, & Holmes, 2000). Οι µαθησιακές συµ εριφορές αναφέρονται σε ιδιαίτερα χαρακτηριστικά του αιδιού, ό ως η ικανότητα να ακολουθεί συγκεκριµένες οδηγίες, να έχει εγρήγορση στην τάξη, να ε ιµένει σε µια δραστηριότητα και να είναι α οφασισµένο να ε ιτύχει. Αυτές οι συµ εριφορές α οτελούν σηµαντική αράµετρο για όλη τη διάρκεια της εκ αιδευτικής του ζωής. Η ροσχολική ηλικία βρίσκεται στο ε ίκεντρο του ενδιαφέροντος, καθώς υ οστηρίζεται ότι είναι η ερίοδος ου µ ορεί να ανα τυχθούν µε γοργούς ρυθµούς και να αγιωθούν αυτές οι συµ εριφορές βάζοντας τα θεµέλια για µια ετυχηµένη σχολική σταδιοδροµία (Hahn et al., 2009). Η συµβολή τους στη σχολική ε ιτυχία των αιδιών και το γεγονός ότι τρο ο οιούνται υ ό την ε ίδραση συγκεκριµένων ερεθισµάτων και διδακτικών αρεµβάσεων α οτελούν δύο αραµέτρους ου καθιστούν τις µαθησιακές συµ εριφορές ένα σηµαντικό συστατικό της λειτουργικότητας των αιδιών στην τάξη, το ο οίο µ ορεί να µετρηθεί και να ερµηνευτεί µε στόχο το σχεδιασµό και την οργάνωση κατάλληλων εκ αιδευτικών αρεµβάσεων.

14 16 Πετρογιάννης, Πεντέρη Η Κλίµακα Εκτίµησης των Μαθησιακών Συµ εριφορών για Παιδιά Προσχολικής Ηλικίας (ΚΕΜΣ-ΠΗ) (Preschool Learning Behaviors Scale - PLBS: McDermott, Leigh, & Perry, 2002) και η Learning Behavior Scale (LBS: McDermott, 1999) α οτελούν δύο εργαλεία ου ανα τύχθηκαν στο εξωτερικό (ΗΠΑ) για να µετρούν µε συνέ εια και συνέχεια τις µαθησιακές συµ εριφορές των αιδιών µέχρι και το δηµοτικό σχολείο. Λαµβάνοντας υ όψη τη σηµασία της καλλιέργειας των µαθησιακών συµ εριφορών για την ευηµερία και ρόοδο των αιδιών, τα νέα αναλυτικά ρογράµµατα για το νη ιαγωγείο ου εστιάζουν στην ροαγωγή των µαθησιακών εµ ειριών των αιδιών και στη βάση της συνεχούς αξιολόγησης της ορείας τους, αλλά και την έλλειψη σχετικών εργαλείων στην Ελλάδα, η συγκεκριµένη έρευνα είχε ως κύριο στόχο τη µελέτη των ψυχοµετρικών χαρακτηριστικών της ελληνικής εκδοχής της PLBS (ΚΕΜΣ-ΠΗ), καθώς είναι αυτή ου καλύ τει το ηλιακό εύρος της φοίτησης στο ελληνικό νη ιαγωγείο. Η ΚΕΜΣ-ΠΗ είναι ένα εργαλείο ου α ευθύνεται σε νη ιαγωγούς και ροσφέρει αξιό ιστη µέτρηση του τρό ου µε τον ο οίο τα µικρά αιδιά αντα οκρίνονται στη µάθηση και των στάσεων ου ανα τύσσουν κατά τη συµµετοχή τους στις µαθησιακές δραστηριότητες στην τάξη. Οι νέες εξελίξεις στο αναλυτικό ρόγραµµα του νη ιαγωγείου δίνουν έµφαση στην οργάνωση α ό τον εκ αιδευτικό λούσιων και ροκλητικών µαθησιακών δραστηριοτήτων ου αντα οκρίνονται στις ανάγκες και τις δυνατότητες όλων των αιδιών. Η έλλειψη σχετικών εργαλείων αξιολόγησης στην ελληνική βιβλιογραφία υ οδεικνύει την αναγκαιότητα αλλά και τη χρησιµότητα της ροσ άθειας αυτής. Στο λαίσιο της εργασίας αυτής, η ελληνική εκδοχή της PLBS (ΚΕΜΣ-ΠΗ) ροτείνεται ως ένα ε ι λέον εργαλείο για τις νη ιαγωγούς, το ο οίο µ ορεί να συµ ληρώσει και να ενισχύσει τις αρατηρήσεις και καταγραφές τους για τον τρό ο µε τον ο οίο τα αιδιά ροσεγγίζουν τη µάθηση. Αρχικά ελέγχθηκε η αραγοντική δοµή της κλίµακας ακολουθώντας διερευνητική αραγοντική ανάλυση στη βάση των δεδοµένων ου αντλήθηκαν για 867 αιδιά ηλικίας 4 έως 6 ετών ου φοιτούσαν σε 233 νη ιαγωγεία και στις 13 εριφέρειες της χώρας. Με στόχο τη συγκρισιµότητα των α οτελεσµάτων, εφαρµόστηκαν διαδικασίες ανάλυσης αρόµοιες µε εκείνες άλλων ροηγούµενων σχετικών µελετών α ό τη διεθνή βιβλιογραφία (Hahn et al., 2009 McDermott et al., 2011). Οι 20 ροτάσεις της ελληνικής εκδοχής ου φάνηκαν να ικανο οιούν τα κριτήρια ου τέθηκαν για τη συµµετοχή τους στην αραγοντική δοµή της κλίµακας συνέστησαν δύο ισάριθµους σε ροτάσεις αράγοντες µε ικανο οιητική εσωτερική συνέ εια. Παρά το γεγονός ότι η ελληνική εκδοχή διαφορο οιήθηκε ως ρος τον αριθµό των αραγόντων ου συνιστούσαν τη δοµή της κλίµακας συγκριτικά µε τα αντίστοιχα α οτελέσµατα της µελέτης του McDermott και των συνεργατών του (2002) για αιδιά ροσχολικής ηλικίας Αµερικανικής καταγωγής και της Hahn και των συνεργατών της (2009) για αιδιά Περουβιανής καταγωγής, η ανάλυση ανέδειξε έναν ισχυρό, κοινό ρώτο αράγοντα: Κίνητρο για Ε άρκεια. Η σηµαντική διαφορο οίηση καταγράφεται στο δεύτερο αράγοντα της ελληνικής εκδοχής (Στάση Α έναντι στη Μάθηση-Προσοχή), ο ο οίος συγκεντρώνει ροτάσεις α ό τις άλλες δύο διαστάσεις της αρχικής κλίµακας. Αυτή η διαφορά ίσως αντανακλά τις ιδιαιτερότητες του συγκεκριµένου ολιτισµικού υ όβαθρου, το ο οίο γίνεται αντιλη τό µέσα α ό τους τρό ους ου οι εκ αιδευτικοί δίνουν νόηµα και έµφαση σε συγκεκριµένους µαθησιακούς στόχους και συµ εριφορές. Φαίνεται ότι οι νη ιαγωγοί στην Ελλάδα διαχωρίζουν το κίνητρο, την α οφασιστικότητα και την ε ιµονή των µικρών αιδιών για µάθηση α ό τον τρό ο ου αυτά αντα οκρίνονται στις ιεστικές καταστάσεις, µε έµφαση στην ροσοχή ου χρειάζεται να ε ιδεικνύουν. Ενδεχοµένως, το στοιχείο αυτό να υ οδηλώνει την αυξηµένη α αιτητικότητα των ρογραµµάτων ου εφαρµόζονται στο ελληνικό νη ιαγωγείο, ιδιαίτερα σε ότι αφορά τους µαθησιακούς στόχους. Ένα αιδί µ ορεί να χάσει γρήγορα το ενδιαφέρον του για µια δραστηριότητα και να αρχίσει να αναζητεί αφορµές για να στρέψει αλλού την ροσοχή του ή ακόµη και να γίνει ε ιθετικό όταν ο βαθµός δυσκολίας δεν αντα οκρίνεται στο δικό του ε ί εδο. Η σύγκριση των σχετικών µετρήσεων µεταξύ νη ίων και ρονη ίων θα µ ορούσε ίσως να δώσει κά οιες

15 Κλίµακα Εκτίµησης Μαθησιακών Συµ εριφορών για αιδιά Προσχολικής Ηλικίας 17 ε ι λέον ληροφορίες ως ρος το ζήτηµα αυτό. Η υιοθέτηση α ό την λευρά των νη ιαγωγών των αρχών και των µεθόδων της διαφορο οιηµένης αιδαγωγικής, σύµφωνα µε το Νέο Πρόγραµµα Σ ουδών (Παιδαγωγικό Ινστιτούτο, 2011α) φαίνεται να αντα οκρίνεται και στον τρό ο ου οι νη ιαγωγοί αντιµετω ίζουν τη µαθησιακή συµ εριφορά των αιδιών. Λαµβάνοντας υ όψη τα αρα άνω, θα µ ορούσε να υ οστηριχθεί ότι, ενώ α ό τη µία λευρά µ ορεί να υ άρχουν κά οια σταθερά χαρακτηριστικά στα εκ αιδευτικά εριβάλλοντα και στον τρό ο ου οι εκ αιδευτικοί αντιλαµβάνονται την αντα όκριση των αιδιών στη µάθηση, α ό την άλλη, άλλα χαρακτηριστικά του εριβάλλοντος σε συνδυασµό µε τους στόχους των αναλυτικών ρογραµµάτων και την ε ίδραση ολιτισµικών αξιών και α όψεων για τη σηµασία συγκεκριµένων µαθησιακών συµ εριφορών µ ορεί να ε ηρεάζουν την αντα όκριση των αιδιών στις µαθησιακές ροκλήσεις αλλά και τον τρό ο ου οι εκ αιδευτικοί αντιλαµβάνονται και αξιολογούν τις σχετικές συµ εριφορές. Κατά συνέ εια, ίσως υ άρχουν κά οιες συµ εριφορές ου έχουν ερισσότερο νόηµα και σηµασία για τους εκ αιδευτικούς και έτσι τις συµ εριλαµβάνουν ερισσότερο στο σχεδιασµό των δραστηριοτήτων, µε α οτέλεσµα να είναι ιο εύκολα αναγνωρίσιµες και αρατηρήσιµες συγκριτικά µε άλλες. Σε γενικές γραµµές φαίνεται ότι τα α οτελέσµατα της έρευνας βρίσκονται σε συµφωνία µε ροηγούµενες έρευνες ( χ. Fantuzzo et al., 2007 McDermott et al., 2011) ου αφορούν την ΚΕΜΣ-ΠΗ (ελληνική εκδοχή της PLBS), τονίζοντας τη δυναµική της κλίµακας να χρησιµο οιηθεί ως εργαλείο αξιολόγησης στο ελληνικό ροσχολικό λαίσιο. Η µελλοντική έρευνα θα µ ορούσε να ε εκταθεί και σε άλλα ελληνόγλωσσα εκ αιδευτικά λαίσια, ό ως για αράδειγµα στην Κύ ρο ή σε κοινότητες ελλήνων µεταναστών ροκειµένου να ελεγχθούν τυχόν διαφορές ή οµοιότητες ως λειτουργία εµφανών ή άδηλων ολιτισµικών αραµέτρων. Ο έλεγχος και άλλων µορφών εγκυρότητας της κλίµακας αλλά και η ε ιβεβαιωτική αραγοντική ανάλυση θα µ ορούσαν να δώσουν ε ι λέον στοιχεία για την ικανότητα της ελληνικής εκδοχής της κλίµακας να αράγει µε συνέ εια αξιό ιστα α οτελέσµατα µε διαφορετικά δείγµατα. Ένα σηµαντικό ε ίσης στοιχείο, το ο οίο φαίνεται να λεί ει και α ό τη διεθνή βιβλιογραφία, είναι η ανίχνευση των αλληλε ιδράσεων ανάµεσα στις µαθησιακές συµ εριφορές και στα χαρακτηριστικά του εκ αιδευτικού εριβάλλοντος, ώστε να είµαστε σε θέση µέσα α ό τις κατάλληλες αρεµβάσεις να ροάγουµε τις µαθησιακές συµ εριφορές. Αναφορές Barnett, D. W., Bauer, A. M., Ehrhardt, K. E., Lentz, F. E., & Stollar, S. A. (1996). Keystone targets for change: Planning for widespread positive consequences. School Psychology Quarterly, 11, doi: /h Bartlett, M. S. (1950). Tests of significance in factor analysis. British Journal of Psychology (Statistical Section), 3, doi: /j tb00285.x Bartlett, M. S. (1954). A further note on the multiplying factors for various chi square approximations in factor analysis. Journal of the Royal Statistical Society, 16, Briggs, N. E., & MacCallum, R. C. (2003). Recovery of weak common factors by maximum likelihood and ordinary least squares estimation. Multivariate Behavioral Research, 38, doi: /s mbr3801_2 Bronson, M. B. (1994). The usefulness of an observational measure of young children s social and mastery behaviors in early childhood classrooms. Early Childhood Research Quarterly, 9, doi: / (94)

16 18 Πετρογιάννης, Πεντέρη Canivez, G. L., Willenborg, E., & Kearney, A. (2006). Replication of the Learning Behaviors Scale factor structure with an independent sample. Journal of Psychoeducational Assessment, 24, doi: / Cattell, R. B. (1966). The scree test for the number of factors. Multivariate Behavioral Research, 1, doi: /s mbr0102_10 Chen, J.Q., & McNamee, G. (2007). Bridging: Assessment for teaching and learning in early childhood classrooms. Thousand Oaks, CA: Corwin Press. Chen, J-Q., Masur, A., & McNamee, G. (2011). Young children s approaches to learning: A socio-cultural perspective. Early Child Development & Care, 181, doi: / Child, D. (2006). The essentials of factor analysis. London: Continuum. Coolahan, K., Fantuzzo, J., Mendez, J., & McDermott, P. (2000). Preschool peer interactions and readiness to learn: Relationships between classroom peer play, learning behaviors, and conduct. Journal of Educational Psychology, 92, doi: // Cooper, D. H., & Farran, D. C. (1988). Behavioral risk factors in kindergarten. Early Childhood Research Quarterly, 3, doi: / (88) Costello, A. B., & Osborne, J. (2005). Best practices in exploratory factor analysis: Four recommendations for getting the most from your analysis. Practical Assessment, Research & Evaluation, 10, Cudeck, R. (2000). Exploratory factor analysis. In H. E. A. Tinsley & S. D. Brown (Eds.), Handbook of multivariate statistics and mathematical modeling (pp ). New York, NY: Academic Press. doi: /b / αφέρµου, Χ., Κουλούρη, Π., & Μ ασαγιάννη, Ε. (2006). Οδηγός νη ιαγωγού. Εκ αιδευτικοί σχεδιασµοί. ηµιουργικά µαθησιακά εριβάλλοντα. Αθήνα: Ο.Ε..Β. DiPerna, J. C. (2006). Academic enablers and student achievement: Implications for assessment and intervention services in the schools. Psychology in the Schools, 43, doi: /pits DiPerna, J. C., & Elliott, S. N. (2002).Promoting academic enablers to improve student achievement: An introduction to the miniseries. School Psychology Review, 31, Domínguez-Escalón, X., & Greenfield, D. (2009).Learning behaviors mediating the effects of behavior problems on academic outcomes. NHSA Dialogue: A Research-to-Practice Journal for the Early Childhood Field, 12, Domínguez-Escalón, X., Vitiello, V., Maier, M., & Greenfield, D. (2009). Longitudinal examination of young children s learning behavior: Child-level and classroom-level predictors of change throughout the preschool year. School Psychology Review, 39, Fabrigar, L. R., Wegener, D. T., MacCallum, R. C., & Strahan, E. J. (1999). Evaluating the use of exploratory factor analysis in psychological research. Psychological Methods, 4, doi: / x Fantuzzo, J., Bulotsky-Shearer, R., McDermott, P., McWayne, Ch., & Frye, D. (2007). Investigation of dimensions of social-emotional classroom behavior and school readiness for low-income urban preschool children. School Psychology Review, 36, Fantuzzo, J., Rouse, H., McDermott, P., Sekino, Y., Childs, S., & Weiss, A. (2005). Early childhood experiences and kindergarten success: A population-based study of a large urban setting. School Psychology Review, 34, Field, A. (2005). Discovering statistics using SPSS. Beverly Hills, CA: Sage.

17 Κλίµακα Εκτίµησης Μαθησιακών Συµ εριφορών για αιδιά Προσχολικής Ηλικίας 19 Floyd, F. J., & Widaman, K. F. (1995).Factor analysis in the development and refinement of clinical assessment instruments. Psychological Assessment, 7, doi: / Frazier, T. W., & Youngstrom, E. A. (2007). Historical increase in the number of factors measured by commercial tests of cognitive ability: Are we overfactoring? Intelligence, 35, doi: /j.intell George, J. L., & Greenfield, D. (2005). Examination of a structured problem-solving flexibility task for assessing approaches to learning in young children: Relation to teacher ratings and children s achievement. Applied Developmental Psychology, 26, doi: /j.appdev Goodwin, L. D., & Goodwin, W. L. (1999). Measurement myths and misconceptions. School Psychology Quarterly, 14, doi: /h Gorsuch, R. L. (1997). Exploratory factor analysis: Its role in item analysis. Journal of Personality Assessment, 68, doi: /s jpa6803_5 Gresham, F. M., & Elliott, S. N. (1990). Social Skills Rating System. Circle Pines, MN: American Guidance Service, Inc. Guttman, L. (1954). Some necessary and sufficient conditions for common factor analysis. Psychometrica, 19, doi: /bf Hahn, K., Schaefer, B., Merino, C., & Worrell, F. (2009). The factor structure of Preschool Learning Behaviors Scale scores in Peruvian children. Canadian Journal of School Psychology, 24, doi: / Horn, J. L. (1965). A rationale and test for the number of factors in factor analysis. Psychometrika, 30, Hoy, W. K., & Woolfolk, A. E. (1993). Teachers' sense of efficacy and the organizational health of schools. The Elementary School Journal 93, Hubbard, R., & Allen, S. J. (1987). An empirical comparison of alternative methods for principal component extraction. Journal of Business Research, 15, doi: / (84)90047-x Hubbs-Tait, L., Culp, A. M., Huey, E., Culp, R., Starost, H., & Hare, C. (2002). Relation of Head Start attendance to children s cognitive and social outcomes: Moderation by family risk. Early Childhood Research Quarterly, 17, doi: /s (02) Hutcheson, G., & Sofroniou, N. (1999). The multivariate social scientist: Introductory statistics using generalized linear models. Thousand Oaks, CA: Sage. Hyson, M. (2008). Enthusiastic and engaged learners: Approaches to learning in the early childhood classroom. New York: Teachers College Press and Washington, DC: NAEYC. Kaiser, H. F. (1974). An index of factorial simplicity. Psychometrika, 39, doi: /bf Kern, M., & Friedman, H. (2008). Early educational milestones as predictors of lifelong academic achievement, midlife adjustment, and longevity. Journal of Applied Developmental Psychology, 30, doi: /j.appdev Kim, J., & Mueller, C. W. (1978). Factor analysis: Statistical methods and practical issues. Beverly Hills: Sage. Kline, P. (1994). An easy guide to factor analysis. New York, NY: Routledge. Knight, J. L. (2000). Toward reflective judgment in exploratory factor analysis decisions: Determining the extraction method and number of factors to retain. Paper presented at the

18 20 Πετρογιάννης, Πεντέρη Annual Meeting of the Mid-South Educational research Associations (28th, Bowling Green, KY, November 15-17, 2000). (ERIC Document No. ED ). Lautenschlager, G. J. (1989). A comparison of alternatives to conducting Monte Carlo analyses for determining parallel analysis criteria. Multivariate Behavioral Research, 24, doi: /s mbr2403_6 Lawley, D. N., & Maxwell, A. E. (1971). Factor analysis as a statistical method. London: Butterworths. MacCallum, R. C., Widaman, K. F., Zhang, S., & Hong, S. (1999). Sample size in factor analysis. Psychological Methods, 4, doi: / x McClelland, M. M., Morrison, F. J., & Holmes, D. H. (2000). Children at-risk for early academic problems: The role of learning-related social skills. Early Childhood Research Quarterly, 15, doi: /s (00) McClelland, M., & Morrison, F. (2003). The emergence of learning-related social skills in preschool children. Early Childhood Research Quarterly, 18, doi: /s (03) McDermott, P. A. (1999). National scales of differential learning behaviors among American children and adolescents. School Psychology Review, 28, McDermott, P. A., Leigh, N. M., & Perry, M. A. (2002). Development and validation of the preschool learning behaviors scale. Psychology in the Schools, 39, doi: /pits McDermott, P., Fantuzzo, J., Warley, H., Waterman, C., Angelo, L., Gadsden, V., & Sekino, Y. (2011). Multidimensionality of teachers' graded responses for preschoolers' stylistic learning behavior: The Learning-to-Learn Scales. Educational & Psychological Measurement, 71, doi: / Mumford, K. R., Ferron, J. M., Hines, C. V., Hogarty, K. Y., & Kromrey, J. D. (2003). Factor retention in exploratory factor analysis: A comparison of alternative methods. Paper presented at the Annual Meeting of the American Educational Research Association (Chicago, IL, April 21-25, 2003). (ERIC Document No ). National Research Council (2001). Eager to learn: Educating our preschoolers. Washington, DC: National Academy Press. National Research Council (2008). Early Childhood Assessment: Why, What, and How? Washington, DC: The National Academies Press. Retrieved September 2013 from: Norman, G. R., & Streiner, D. L. (2000). Biostatistics: The bare essentials (2nd ed.). Hamilton, Canada: Decker. O Connor, B. P. (2000). SPSS and SAS Programs for Determining the Number of Components Using Parallel Analysis and Velicer s MAP Test. Behavior Research Methods, Instruments & Computers, 32, doi: /bf Παιδαγωγικό Ινστιτούτο (2011α). Πρόγραµµα Σ ουδών Νη ιαγωγείου. Αθήνα. Ανακτήθηκε τον Ιούλιο του 2013 α ό: Παιδαγωγικό Ινστιτούτο (2011β). Οδηγός Εκ αιδευτικού για το Πρόγραµµα Σ ουδών του Νη ιαγωγείου. Αθήνα. Ανακτήθηκε τον Ιούλιο του 2013 α ό: Rimm-Kaufman, S. E., Pianta, R. C., & Cox, M. J. (2000). Teachers judgments of problems in the transition to kindergarten. Early Childhood Research Quarterly, 15, doi: /s (00)

19 Κλίµακα Εκτίµησης Μαθησιακών Συµ εριφορών για αιδιά Προσχολικής Ηλικίας 21 Scott-Little, C., Kagan, Sh., & Frelow, V. (2006). Conceptualization of readiness and the content of early learning standards: The intersection of policy and research? Early Childhood Research Quarterly, 21, doi: /j.ecresq Stevens, J. P. (2002). Applied multivariate statistics for the social sciences (4th ed.). Mahwah, NJ: Erlbaum. Tabachnick, B. G., & Fidell, L. S. (2007). Using multivariate statistics (5th ed.). Boston: Allyn & Bacon. Tanguma, J. (2000). Determining the number of factors to retain. Paper presented at the Annual Meeting of the Southwest Educational Research Association (Dallas, TX, January 27-29, 2000). (ERIC Document No ). Tataryn, D. J., Wood, J. M., & Gorsuch, R. L. (1999). Setting the value of k in promax: A Monte Carlo study. Educational & Psychological Measurement, 59, doi: / Thompson, B., & Daniel, L. G. (1996). Factor analytic evidence for the construct validity of scores: A historical overview and some guidelines. Educational & Psychological Measurement, 56, doi: / Tschannen-Moran, M., & Hoy, A. W. (2001). Teacher efficacy: Capturing an elusive construct. Teaching and Teacher Education, 17, U.S. Department of Education/National Center for Education Statistics (2010). Early Childhood Longitudinal Study, Kindergarten Class of (ECLS-K) Kindergarten Through Fifth Grade Parent and Teacher Social Rating Scale (SRS) Items and Restricted-Use Data Files. (NCES ). Washington, DC: Author. Velicer, W. F. (1976). Determining the number of components from the matrix of partial correlations. Psychometrika, 41, doi: /bf Velicer, W. F., Eaton, C. A., & Fava, J. L. (2000). Construct explication through factor or component analysis: A review and evaluation of alternative procedures for determining the number of factors or components. In R. D. Goffin & E. Helms (Eds.), Problems and solutions in human assessment: Honoring Douglas N. Jackson at seventy (pp ). Norwell, MA: Springer. Watkins, M. W. (2006). Determining Parallel Analysis Criteria. Journal of Modern Applied Statistical Methods, 5, Widaman, K. F. (1993). Common factor analysis versus principal components analysis: Differential bias in representing model parameters? Multivariate Behavioral Research, 28, doi: /s mbr2803_1 Worrell, F. C., Vandiver, B. J., & Watkins, M.W. (2001). Construct validity of the Learning Behaviors Scale with an independent sample of students. Psychology in the Schools, 38, doi: /pits.1011 Yen, Ch., Konold, T., & McDermott, P. (2004). Does learning behavior augment cognitive ability as an indicator of academic achievement? Journal of School Psychology, 42, doi: /j.jsp Zwick,W. R., & Velicer,W. F. (1986). A comparison of five rules for determining the number of components to retain. Psychological Bulletin, 99, doi: / Παρελήφθη: , Αναθεωρήθηκε: , Εγκρίθηκε: