Разработка инструмента оценки школьной адаптации: оптимальная структура и возможность опоры на субъективные переживания детей

Авторы статьи отмечают, что в русскоязычном пространстве еще не представлено надежных инструментов для своевременного выявления трудностей школьной адаптации, в то время как применение зарубежных не представляется возможным ввиду культурных различий и особенностей организации учебного процесса в разных странах. В статье освещаются основные этапы разработки русскоязычного инструмента для оценки школьной адаптации, включая определение его оптимальной структуры и оценку возможности опоры на информацию о школьной адаптации, предоставленную самими детьми. Описываются результаты психометрического тестирования версий предлагаемого инструмента (для детей и учителей). Участниками исследования были 16 учителей и 232 ученика первых классов. Показано, что результаты проведенного исследования с сочетанием эксплораторного и конфирматорного факторного анализа дают возможность говорить о наиболее высокой пригодности четырехфакторной модели опросника для учителей. В нее вошли шкалы, оценивающие познавательную активность, регуляцию поведения, социальную включенность и психоэмоциональное напряжение учеников. Отмечается, что данные, полученные от первоклассников, следует признать недостаточно надежными для дифференцированной оценки аспектов школьной адаптации. Делается вывод о необходимости дальнейшей доработки версии инструмента для учителей в соответствии с выявленной оптимальной четырехфакторной моделью.

Введение

Переход из детского сада в школу осуществляется детьми в разном возрасте в зависимости от особенностей системы образования страны [7; 18]. При этом значимость этого периода в жизни ребенка подчеркивается исследователями всего мира [15; 28; 30]. Начало школьного обучения связано со значительной перестройкой деятельности и распорядка дня [31], адаптационный ответ на эти изменения переживается в течение длительного периода времени и сопряжен с психологическим и физиологическим стрессом [17; 33]. Несмотря на значимость проблемы, инструменты для своевременного выявления проблем школьной адаптации, которые бы успешно прошли оценку психометрических свойств, на сегодняшний день в русскоязычной литературе отсутствуют.

Школьная адаптация определяется как процесс приспособления или привыкания ребенка к роли ученика и к различным аспектам школьной среды [9; 28; 31]. Ее противоположностью является школьная дезадаптация, связанная с нарушением образовательного процесса и социальной интеграции ребенка [1; 19; 25; 26]. Сложности в школьной адаптации могут приводить к снижению самостоятельности и учебной мотивации [10; 23]. Усложнение школьной программы при несформированных базовых предметных представлениях может не оставить возможности «догнать» сверстников без вмешательства специалистов [3; 14; 29]. Важно отметить, что сформированные компоненты психологической школьной готовности не являются гарантом успешной школьной адаптации [7; 8]. В действительности переход из детского сада в школу неоднозначно связан с готовностью к школьному обучению: в новой социальной ситуации дети могут испытывать сложности в применении ранее приобретенных навыков. По этой причине в прогнозировании успешности школьной адаптации нет возможности в полной мере опираться на результаты диагностики психологической готовности детей к школьному обучению [11].

Существующие методы в основном относятся к опросному типу и предполагают получение данных о школьной адаптации от родителей, учителей и, реже, самих детей. Наиболее часто используемые англоязычные инструменты с относительно высокими показателями валидности и надежности: Опросник приязни и избегания школы (от англ. School Liking and Avoidance Questionnaire, SLAQ) [24], Учительская шкала для оценки школьной адаптации (от англ. Teacher Rating Scale of School Adjustment, TRSSA) [13], Короткая форма учительской шкалы для оценки школьной адаптации (от англ. Teacher Rating Scale of School Adjustment Short Form, TRSSA-SF) [12]. Они оценивают эмоциональные и социальные показатели через видимые поведенческие проявления ребенка на уроках. В первых из них (SLAQ) разработчики уделяли внимание только эмоциональному принятию ребенком школы. Со временем фокус внимания перемещался на поведение ребенка в классе (TRSS). В последних инструментах разработчики практически полностью оставляют попытки оценки эмоционального отношения ребенка к школе и сосредотачиваются на включенности ребенка в образовательный процесс (TRSSA-SF).

В период перехода к школьному обучению для повышения адаптационных возможностей детей и оказания необходимой поддержки требуется психологическое сопровождение [8; 20; 32]. Однако использование зарубежных методов невозможно ввиду культурных различий и особенностей организации учебного процесса в разных странах. Авторы поставили целью исследования поиск оптимальной структуры и разработки инструмента для оценки школьной адаптации учеников начальной школы.

Обоснование для разработки инструмента школьной адаптации

В нашем исследовании тестировался опросник, разработанный для оценки школьной адаптации. В него вошли пункты, описывающие поведенческие и эмоциональные проявления детей на уроках и переменах, относящиеся к познавательной активности, подчинению поведения существующим правилам, взаимодействию с учителями и другими детьми. Пункты формулировались с опорой на теоретические принципы понимания школьной адаптации и ее компонентов с позиции культурно-исторического и деятельностного подходов с учетом особенностей школьного образования в нашей стране [7; 10].

С точки зрения культурно-исторического подхода переход из детского сада в школу приходится на период дифференциации внутренней и внешней стороны личности ребенка [4]. К 7 годам начинает формироваться устойчивая самооценка и вместе с тем происходит утрата детской непосредственности. Попадая в школьную среду, ребенок сталкивается не только с новыми обязательствами и ответственностью в отношении учебной деятельности, но и с новыми нормами и ценностями. Поэтому для успешной адаптации требуется, с одной стороны, понимать устройство школьной жизни, правила и предъявляемые требования и, с другой – овладеть культурными средствами, которые позволят успешно функционировать в новой среде и справляться с поставленными задачами [5]. Социальное взаимодействие приобретает определенную специфику. Общение становится содержательным, а сотрудничество с одноклассниками и учителями теперь является необходимым, чтобы справляться с учебными задачами и чувствовать себя более комфортно в новой социальной среде. С позиции деятельностного подхода школьная адаптация рассматривается несколько с другого ракурса. Школьное обучение в рамках данного подхода рассматривается не только как приобретение знаний или умений, но как сложный процесс, построенный на тесном сплетении мотивации, целей и доступных ребенку средств обучения [6]. Ключевым моментом выступает переход от игровой деятельности, которая доминирует в дошкольном возрасте, к учебной, которая станет ведущей в этом периоде развития. В этот период развиваются способность к концентрации, логическое мышление, навыки самостоятельной учебной работы и работы в коллективе. По мере взросления ребенок также начинает осознавать, как его деятельность вписывается в более широкий социальный и культурный контекст [6].

Как и многие другие аспекты детского развития, адаптация к школьному обучению обладает культурной спецификой [27]. При разработке инструмента в данной работе учитывались фронтальный формат обучения [16] и высокая наполняемость классов, связанная с пиком рождаемости в период с 2014 по 2016 годы [21]. В этом периоде рождаемость в России приблизилась к отметке 2 млн в год, чего не происходило с 1989 года. Поэтому вплоть до 2024 года имеет место систематическое превышение рекомендуемого количества учеников в классах начальной школы. В описанном контексте от первоклассника ожидается безукоризненное следование правилам (например, не шуметь, не разговаривать на уроках, не отвлекаться, поднимать руку, сидеть прямо, не наклоняться низко при письме) и контроль эмоций. С психологической точки зрения сюда также следует включить аспекты, касающиеся эмоционального комфорта детей. Причем не только во время уроков, но и на переменах, когда дети отдыхают и общаются друг с другом. Ведь для эмоционального комфорта и привыкания ребенка к школе важное значение имеют отношения со сверстниками [22].

Настоящее исследование

В проведенном авторами исследовании были протестированы несколько моделей опросника школьной адаптации и проанализированы психометрические характеристики данных, полученных от учеников и учителей. Предполагалось, что эмпирические данные будут иметь не однофакторную, а трех- (Познавательная активность, Регуляция поведения, Социальное взаимодействие) или четырехфакторную структуру (Познавательная активность, Регуляция поведения, Социальная включенность, Психоэмоциональное напряжение).

Основной исследовательский вопрос был связан с тем, имеет ли смысл при изучении школьной адаптации в дополнение к таким характеристикам, как познавательная активность, регуляция поведения и социальное взаимодействие (что в совокупности соответствует трехфакторной модели), отдельно оценивать характеристики психоэмоционального напряжения. Дополнительный исследовательский вопрос касался возможности опоры на информацию о школьной адаптации, предоставленную самими детьми. Могут ли данные, полученные от первоклассников с помощью вербального метода диагностики, рассматриваться как надежные? Либо же уровень развития самопознания, рефлексии и речи еще не может обеспечить их достоверность.

Программа и методы исследования

Выборка

Участниками исследования стали 232 ученика первых классов из 5 общеобразовательных школ г. Москвы и их учителя (n=16). Возраст детей на момент исследования составил в среднем 7 лет 3 месяца (M=88,7 мес., SD=6,75 мес.). Соотношение детей по полу было приближено к равному (53% девочек).

Методики исследования

Школьная адаптация

В описываемом исследовании был протестирован опросник, разрабатываемый авторами для оценки школьной адаптации учеников начальной школы. В поисковых исследовательских целях он применялся в двух версиях (для учителей и детей). Обе версии включают по 16 утверждений, относящихся к поведенческим и эмоциональным проявлениям ребенка в школе. Пункты обеих версий предъявлялись в одинаковой последовательности с минимальными отличиями в формулировках.

Учителям было предложено заполнить протоколы по каждому ребенку. Инструкция была сформулирована следующим образом: «Данный опрос направлен на оценку особенностей адаптации первоклассников к школьному обучению. Прежде чем ответить на вопросы, пожалуйста, вспомните, как ведет себя ребенок на уроках и переменах. Важно, чтобы ваша оценка исходила из общей картины, сложившейся на основании многих ситуаций, а не на единичном случае наблюдения. Оценка производится по 4-балльной шкале. Для каждого утверждения выберите одну из цифр в зависимости от того, насколько утверждение соответствует поведению ребенка в школе: 0 = абсолютно не типичное поведение; 1 = скорее не типичное поведение, но иногда встречается; 2 = скорее типичное поведение, довольно часто встречается; 3 = типичное поведение, так происходит всегда или почти всегда» (см. Приложение).

Дети приглашались в отдельный тихий светлый кабинет в школе, где в формате индивидуальной беседы им предлагалось ответить на вопросы с использованием визуального стимульного материала (схематическое изображение лестницы из нескольких ступеней и привлекательная фигурка). Инструкция, обращенная к детям, звучала следующим образом: «Вспомни свой обычный день в школе. Я буду читать тебе разные утверждения, а ты для каждого из них клади фигурку на ту ступеньку, которая лучше всего описывает тебя в школе. Вот что обозначают ступеньки: 0 = у тебя такого не бывает никогда; 1 = у тебя иногда такое бывает; 2 = у тебя такое бывает часто; 3 = у тебя такое бывает всегда или почти всегда».

Обработка данных

Статистический анализ проводился с помощью компьютерного программного обеспечения The jamovi project 2.2 в несколько этапов. Сначала были подготовлены и рассмотрены описательные статистики для изучения структуры данных. Затем посчитаны показатели согласованности данных, полученных от учителей и детей. Проведена оценка внутренней согласованности шкал (альфа Кронбаха) в двух версиях методики. Проверка структуры опросника была реализована при сочетании конфирматорного и эксплораторного факторного анализа.

Результаты

Описательные статистики и согласованность данных

Описательные статистики и результаты анализа согласованности по пунктам и шкалам опросника с помощью коэффициента каппа Кохена представлены в табл. 1. Данный коэффициент отражает меру согласованности ответов внутри каждой пары учитель-ребенок в диапазоне от 0 до 1.

Таблица 1

Описательные статистики и показатели согласованности между ответами учителей и детей по всем пунктам опросника

Примечание: M – среднее; SD – стандартное отклонение; каппа Кохена (%) – коэффициент каппа Кохена с процентным показателем согласованности (в скобках); ответы на пункты, отмеченные знаком «*», оценивались по обратной шкале.

Наиболее согласованы данные, относящиеся к процессу обучения: ребенок легко справляется с заданиями на уроках; ребенок хорошо справляется с самостоятельными заданиями; ребенок успевает за объяснениями и указаниями учителя; ребенок активно участвует на занятиях, поднимает руку и отвечает; ребенок хорошо понимает, что объясняет учитель. Утверждения перечислены в порядке убывания коэффициента согласованности каппа Кохена (от 0,343 до 0,231). Наименьшая согласованность отмечается по пунктам, связанным с эмоциональными переживаниями и востребованностью ребенка в детском коллективе. Дети чаще сообщали о том, что испытывают радость от успехов в учебе, желание узнавать что-то новое, а также то, что остаются одни на переменах, чем это отмечали их учителя. И наоборот, дети реже сообщали о стеснении при обращении к учителю или выступлении перед классом, а также о собственном умении сдерживать негативные эмоции по сравнению с оценкой учителей.

Наиболее выраженными позитивными характеристиками школьной адаптации на основе наблюдений учителей являются стремление общаться с одноклассниками и радость успехам в обучении. Опасение проявлять активность и инициативу на уроках, трудности в выполнении самостоятельных заданий и стеснение при ответе перед классом – самые частые сложности. Ответы детей указывают на такие позитивные стороны школьной адаптации, как радость от успехов в обучении и хорошее поведение. Среди сложностей чаще всего в детских ответах фигурировали непопулярность среди сверстников, стеснение при ответе перед классом и неумение сдерживать эмоции.

Тестирование структуры версии опросника для учителей

Факторная структура

Эксплораторный факторный анализ (метод факторизации по максимальному правдоподобию в комбинации с вращением Облимин) применен с целью изучения фактической структуры данных. Пригодность данных для проведения данного анализа проверялась с помощью теста Кайзера-Мейера-Олкина (KMO). Общий показатель KMO составил 0,880, что выше рекомендуемого значения (0,6) и свидетельствует о том, что переменные не являются мультиколлинеарными. Тест Бартлетта на сферичность значимый (χ2(120)=2299, p<0,001). Количество факторов определено с помощью параллельного анализа. Минимальная факторная нагрузка установлена со значением 0,4. В результате выделено четыре фактора (см. табл. 2). Они практически полностью соответствуют предполагаемой четырехфакторной структуре за исключением нескольких расхождений. А именно, пункты «Ребенок радуется, когда у него что-то получается по учебе» и «Ребенок ответственно обращается со школьными принадлежностями» не вошли в состав ни одного из факторов. Пункт «Ребенок активно участвует на занятиях» нагрузил два фактора: «Познавательная активность» с коэффициентом нагрузки 0,416 и «Социальная включенность» с чуть более меньшим коэффициентом нагрузки 0,406.

Таблица 2

Факторная структура данных, полученных при использовании версии опросника для учителей

Внутренняя надежность шкал и корреляции между ними

Оценка внутренней согласованности шкал опросника произведена методом вычисления альфы Кронбаха. Общая внутренняя согласованность характеризуется высоким показателем (альфа Кронбаха=0,881). Тестирование трехфакторной структуры опросника основывалось на предположении, что пункты версии инструмента образуют три шкалы, способные предоставить дифференцированную оценку следующих аспектов школьной адаптации: познавательная активность, регуляция поведения и социальное взаимодействие. В результате проверки внутренней надежности методом вычисления альфы Кронбаха показано, что все три шкалы в версии инструмента для учителей обладают высокими или приемлемыми показателями внутренней надежности: «Познавательная активность» – альфа Кронбаха=0,869, «Регуляция поведения» – альфа Кронбаха=0,768, «Социальное взаимодействие» – альфа Кронбаха=0,738.

Тестирование четырехфакторной структуры произведено с целью проверки, вероятно ли, что процесс школьной адаптации в дополнение к таким характеристикам, как познавательная активность, регуляция поведения и социальное взаимодействие (что в совокупности соответствует описанной выше трехфакторной модели), должен отдельно описываться характеристиками психоэмоционального напряжения ребенка. В таком случае шкалы «Познавательная активность» и «Регуляция поведения» остаются неизменными и показатели их внутренней надежности идентичны тем, что были получены при проверке трехфакторной версии инструмента. А третья шкала («Социальное взаимодействие») подразделяется на две: «Социальная включенность» и «Психоэмоциональное напряжение», с целью более дифференцированного описания социального и эмоционального опыта первоклассника. В версии для учителей внутренняя надежность этих двух шкал характеризуется как близкая к приемлемой («Социальная включенность» – альфа Кронбаха=0,669) и высокая («Психоэмоциональное напряжение» – альфа Кронбаха=0,809).

Оценка взаимосвязи между шкалами во всех рассмотренных моделях оценивалась с помощью корреляционного анализа (коэффициент корреляции Пирсона). В трехфакторной модели все шкалы статистически значимо связаны между собой силой связи от 0,264 до 0,575 (p<0,001). В четырехфакторной модели статистически значимо связаны между собой все шкалы силой связи от 0,084 до 0,735 (p<0,001), кроме шкалы «Социальная включенность», которая не оказалась значимо связана со шкалой «Регуляция поведения» (p>0,05).

Соответствие теоретической модели

Для проверки одно-, трех- и четырехфакторной структуры опросника применен конфирматорный факторный анализ. Всего построено три модели (см. табл. 3). В соответствии с рекомендациями Hu & Bentler (1999) их точность оценивалась по показателям: сравнительный индекс пригодности (CFI)>0,90, стандартизированный среднеквадратичный остаток (SRMSR)≤0,08, среднеквадратичная ошибка аппроксимации (RMSEA)<0,08. Показатели пригодности четырех моделей приведены в табл. 3.

Таблица 3

Показатели пригодности предполагаемых моделей опросника для данных, полученных при использовании версии опросника для учителей

Примечание: ** – p<0,01, *** – p<0,001.

Полученные результаты указывают, что структура данных, полученных при опросе учителей, имеет наибольшее соответствие с четырехфакторной моделью, куда входят следующие шкалы: «Познавательная активность», «Регуляция поведения», «Социальная включенность», «Психоэмоциональное напряжение».

Последним шагом проведена оценка пригодности четырехфакторной модели при внесении трех изменений, продиктованных нагрузкой эксплораторно выявленных факторов (см. табл. 2). Из тестируемой модели убраны 2 утверждения, которые не вошли в состав ни одного из факторов. Пункт, нагрузивший два фактора, учтен в модели как пункт шкалы «Познавательная активность» по принципу наибольшего коэффициента нагрузки. В таком случае модель характеризуется высокой точностью: CFI=0,923, SRMSR=0,073, RMSEA=0,097 (0,083–0,112).

Таким образом, в качестве оптимальной модели следует признать четырехфакторную модель опросника с тремя правками, внесенными на основе фактической факторной конфигурации, выявленной с помощью эксплораторного анализа.

Тестирование структуры версии опросника для детей

Факторная структура

По аналогичной схеме эксплораторный факторный анализ был проведен и для выявления фактической структуры данных, полученных от детей. Данные успешно прошли проверку на пригодность для анализа: KMO=0,694; Тест Бартлетта на сферичность (χ2(120)=426, p<0,001). Однако выявлено только два фактора, которые не могут рассматриваться как достаточно близкие к какой-либо из теоретически предполагаемых шкал опросника. Первый нагружен только пунктами с позитивной коннотацией; второй – только с негативной. Выявленная факторная структура может являться результатом так называемой «глобальной самооценки», свойственной детям дошкольного и младшего школьного возраста. Это указывает на сложности в получении дифференцированной оценки школьной адаптации при опросе детей.

Внутренняя надежность шкал и корреляции между ними

Данные не обладают приемлемым уровнем внутренней согласованности при тестировании однофакторной модели (альфа Кронбаха=0,691), трехфакторной («Познавательная активность» – альфа Кронбаха=0,538, «Регуляция поведения» – альфа Кронбаха=0,233, «Социальное взаимодействие» – альфа Кронбаха=0,351) и четырехфакторной модели («Познавательная активность» – альфа Кронбаха=0,538, «Регуляция поведения» – альфа Кронбаха=0,233, «Социальная включенность» – альфа Кронбаха=0,247, «Психоэмоциональное напряжение» – альфа Кронбаха=0,382).

Оценка взаимосвязи между шкалами детской версии инструмента не производилась ни в одной из моделей ввиду недопустимо низких значений внутренней согласованности шкал.

Точность теоретической модели опросника

Конфирматорный анализ реализован для проверки потенциальной одно-, трех- и четырехфакторной структуры опросника. Результаты указывают, что ни одна из трех предполагаемых моделей версии опросника для детей не обладает достаточной точностью для описания полученных эмпирических данных (см. табл. 4).

Таблица 4

Показатели пригодности предполагаемых моделей опросника для данных, полученных при использовании версии опросника для детей

Примечание: ** – p<0,01, *** – p<0,001.

Обсуждение

Своевременное выявление трудностей школьной адаптации способно существенно гармонизировать процесс перехода детей из детского сада в школу. Однако в русскоязычной литературе сегодня не представлено надежных инструментов для диагностики школьной адаптации. Применение зарубежных инструментов не представляется возможным ввиду культурных различий и особенностей организации учебного процесса в различных странах. В настоящей работе представлены результаты психометрической оценки инструмента, разрабатываемого для изучения школьной адаптации учеников начальной школы. Основной задачей данного этапа было прояснение оптимальной факторной структуры предполагаемого опросника, а также оценка перспективности его использования при опоре на наблюдения не только взрослых, но и самих детей.

Получен позитивный ответ на основной исследовательский вопрос работы о том, следует ли при изучении школьной адаптации отдельно оценивать психоэмоциональное напряжение ребенка в дополнение к познавательной активности, регуляции поведения и социальному взаимодействию. Психометрические показатели пригодности разрабатываемого опросника улучшаются при выделении показателей напряжения и стеснения ребенка в качестве отдельной шкалы, а не в качестве компонента социального взаимодействия. Увеличивается не только надежность самих шкал, но и степень соответствия эмпирических данных описанной теоретической модели. Наибольшее соответствие структуры данных, полученных от учителей, зафиксировано при доработке этой модели путем внесения трех правок на основе результатов факторного анализа. Таким образом, целесообразно рассматривать следующие шкалы: «Познавательная активность», «Регуляция поведения», «Социальная включенность», «Психоэмоциональное напряжение».

Касательно дополнительного исследовательского вопроса о том, имеет ли смысл в исследовательских и диагностических целях опираться на информацию о школьной адаптации, предоставленную самими детьми, получен отрицательный ответ. Проверка психометрических характеристик показала, что данные, собранные на выборке учеников первого класса, не дифференцируют различные аспекты школьной адаптации и не могут рассматриваться как надежные. Данный результат указывает на необходимость осторожного использования вербальных методов диагностики в диагностике детей младшего школьного возраста. Как и оговаривалось во Введении данной работы, низкое качество получаемых данных может быть объяснено недостаточным становлением самопознания, рефлексии и речи. Несмотря на то, что этот результат не является неожиданным, проведенная работа была необходима как для оценки достоверности детских наблюдений, так и для понимания степени согласованности наблюдений ребенка и учителя [2]. Наибольшая согласованность ответов детей и учителей отмечена по пунктам, которые напрямую связаны с процессом обучения. Наименее согласованы ответы об эмоциональных переживаниях ребенка и его востребованности среди сверстников.

Заключение

В настоящей статье представлены результаты психометрической проверки инструмента для оценки особенностей школьной адаптации у учеников начальной школы и определения его оптимальной структуры. Мы надеемся, что в дальнейшем проделанная работа обеспечит возможность дифференцированной оценки процессов школьной адаптации учеников начальной школы.

Ограничением исследования выступает относительно небольшая выборка (232 ученика и 16 учителей). Для работы над преодолением указанного ограничения возможно проведение фокус-группы с учителями начальных классов и родителями первоклассников, которые испытывают сложности с адаптацией в школе. Данная мера позволит получить фактологический материал, необходимый для проверки адекватности наполнения шкал. Кроме того, существенное расширение выборки, включая привлечение к участию в исследовании учителей из других регионов Российской Федерации, также позволит повысить валидность и надежность разработанного инструмента. Тем не менее уже сейчас результаты проделанной работы могут внести вклад в выявление и коррекцию проблем школьной адаптации у учеников начальной школы.

1. Бушина Е.В., Каримова А.М. Взаимосвязь аккультурации и буллинга в российских школах // Вопросы образования [Educational Studies Moscow]. № 2. С. 33–59. DOI:10.17323/1814-9545-2022-2-33-59
2. Веракса Н.Е. Детское развитие: две парадигмы // Культурно-историческая психология. Т. 14. № 2. С. 102–108. DOI:10.17759/chp.2018140211
3. Веракса Н.Е., Айрапетян З.В., Алмазова О.В., Тарасова К.С. Лонгитюдное исследование понимания смешанных эмоций детьми 5–6 и 7–8 лет: когнитивный аспект // Вестник Московского университета. Серия 14. Психология. 2023. Т. 46. № 1. С. 152–174. DOI:10.11621/vsp.2023.01.7
4. Выготский Л.С. Кризис семи лет // Собр. соч.: В 6 т. Т. I. М., 1984. С. 376–385.
5. Выготский Л.С. Педагогическая психология. М., 1926. С. 346.
6. Леонтьев А.Н. Становление психологии деятельности: Ранние работы / Под ред. А.А. Леонтьева, Д.А. Леонтьева, Е.Е. Соколовой. М.: Смысл, 2003.
7. Нисская А.К. Проблема перехода к обучению в школе. Обзор международных практик подготовки детей, организации преемственности образовательного содержания, взаимодействия родителей и образовательных организаций // Современное дошкольное образование. № 1(91). С. 18–33. DOI:10.24411/1997-9657-2018-10037
8. Нисская А.К., Ахмеджанова Д.Р., Байрамян Р.М., Лизунова Е.Г. Связь раннего образовательного и семейного опыта с академическими результатами детей в младшем школьном возрасте // Психологическая наука и образование. 2023. Том 28. № 5. С. 70–84. DOI:10.17759/pse.2023280506
9. Реан А.А., Егорова А.В. Проявление подростковой агрессии в отношении учителя: распространенность, факторы, последствия, профилактика // Национальный психологический журнал. 2021. № 2(42). DOI:10.11621/npj.2021.0209
10. Цукерман Г.А., Венгер А.Л. Развитие учебной самостоятельности средствами школьного образования // Психологическая наука и образование. 2010. Т. 15. № 4. С. 77–90.
11. Ansari A., Pianta R.C., Whittaker J.E., Vitiello V., Ruzek E. Enrollment in public-prekindergarten and school readiness skills at kindergarten entry: Differential associations by home language, income, and program characteristics // Early Childhood Research Quarterly. 2021. Vol. 54. 60–71. DOI:10.1016/j.ecresq.2020.07.011
12. Betts L.R., Rotenberg K.J. A short form of the Teacher Rating Scale of School Adjustment // Journal of Psychoeducational Assessment. 2007. Vol. 25. No. 2. P. 150–164. DOI:10.1177/0734282906296406
13. Birch S.H., Ladd G.W. The teacher-child relationship and children’s early school adjustment // Journal of School Psychology. 1997. Vol. 35. P. 61–79. DOI:10.1016/S0022-4405(96)00029-5
14. Burmenskaya G.V. Orienting Activity of the Subject as a Mechanism for Instruction, Learning and Development // Psychology in Russia: State of the Art. 2022. Vol. 15. No. 4. P. 36–48. DOI:10.11621/pir.2022.0403
15. Chambers D., Coffey A. Guidelines for designing middle-school transition using universal design for learning principles // Improving Schools. 2019. Vol. 22. No. 1. P. 29–42. DOI:10.1177/1365480218817984
16. Cheie L., Veraksa A., Zinchenko Y., Gorovaya A., Visu-Petra L. A cross-cultural investigation of inhibitory control, generative fluency, and anxiety symptoms in Romanian and Russian preschoolers // Child Neuropsychology. 2015. Vol. 21. No. 2. P. 121–149. DOI:10.1080/09297049.2013.879111
17. Dimolareva M., Gee N.R., Pfeffer K., Maréchal L., Pennington K., Meints K. Measuring cortisol in the classroom with school-aged children–a systematic review and recommendations // International Journal of Environmental Research and Public Health. 2018. Vol. 15. No. 5. P. 1–23. DOI:10.3390/ijerph15051025
18. Engdahl I., Pramling Samuelsson I., Ärlemalm-Hagsér E. Swedish Teachers in the Process of Implementing Education for Sustainability in Early Childhood Education // New Ideas in Child and Educational Psychology. 2021. Vol. 1. No. 1. P. 3–23. DOI:10.11621/nicep.2021.0101
19. Ermakov P.N., Kryuchkova A.S., Abakumova I.V. Psychological and Psychogenetic Characteristics of Aggressive and Hostile Strategies of Interaction with the External World of Teenagers and Young People // Russian Psychological Journal. 2015. Vol. 12. No. 4. P. 137–147. DOI:10.21702/rpj.2015.4.11
20. Glozman J.M., Plotnikova A. Learning Disabilities in Primary School. How to Diagnose and Remediate with a Team Approach: The First Results // Psychology in Russia: State of the Art. 2021. Vol. 14. No. 4. P. 38–50. DOI:10.11621/pir.2021.0403
21. Gromova C., Khairutdinova R., Birman D., Kalimullin A. Educational practices for immigrant children in elementary schools in Russia // Education Sciences. 2021. Vol. 11. Is.7. Art. No. 325. DOI:10.3390/educsci11070325
22. Gunnar M.R., Sebanc A.M., Tout K., Donzella B., van Dulmen M.M.H. Peer Rejection, Temperament, and Cortisol Activity in Preschoolers // Developmental Psychobiology. 2003. Vol. 43. No. 4. P. 346–368. DOI:10.1002/dev.10144
23. Hanin V., van Nieuwenhoven C. An Exploration of the Cognitive, Motivational, Emotional and Regulatory Behaviours of Elementary-School Novice and Expert Problem Solvers // Canadian Journal of Science, Mathematics and Technology Education. 2020. Vol. 20. No. 2. P. 312–341. DOI:10.1007/s42330-020-00092-9
24. Ladd G.W., Buhs E.S., Seid M. Children's initial sentiments about kindergarten: Is school liking an antecedent of early classroom participation and achievement? // Merrill-Palmer Quarterly. 2000. Vol. 46. No. 2. P. 255–279.
25. Ladd G.W., Buhs E.S., Troop W. Children’s interpersonal skills and relationships in school settings: Adaptive significance and implications for school-based prevention and programs // Blackwell handbook of childhood social development / P.K. Smith, C. Hart (eds.). Oxford, UK: Blackwell, 2002. P. 394–415. DOI:10.1002/9781444390933.ch10
26. Ladd G.W., Kochenderfer B.J., Coleman C.C. Friendship quality as a predictor of young children’s early school adjustment // Child Development. 1996. Vol. 67. P. 1103–1118. DOI:10.2307/1131882
27. Lamm B., Keller H., Teiser J., Gudi H., Yovsi R.D., Freitag C., Poloczek S., Fassbender I., Suhrke J., Teubert M., Vöhringer I., Knopf M., Schwarzer G., Lohaus A. Waiting for the Second Treat: Developing Culture-Specific Modes of Self-Regulation // Child Development. 2018. Vol. 89. No. 3. P. e261–e277. DOI:10.1111/cdev.12847
28. Longobardi C., Settanni M., Prino L.E., Fabris M.A., Marengo D. Students’ psychological adjustment in normative school transitions from kindergarten to high school: Investigating the role of teacher-student relationship quality // Frontiers in Psychology. 2019. Vol. 10 (May). DOI:10.3389/fpsyg.2019.01238
29. Podolskiy A.I. On Several Problems with the Application of P.Ya. Galperin’s Classical Theory // Psychology in Russia: State of the Art. 2022. Vol. 15(4). P. 22–35. DOI:10.11621/pir.2022.0402
30. Puccioni J., Baker E.R., Froiland J.M. Academic socialization and the transition to kindergarten: Parental beliefs about school readiness and involvement // Infant and Child Development. 2019. Vol. 28. No. 6. P. 1–25. DOI:10.1002/icd.2154
31. Turner-Cobb J.M., Rixon L., Jessop D.S. A prospective study of diurnal cortisol responses to the social experience of school transition in four-year-old children: Anticipation, exposure, and adaptation // Developmental Psychobiology. 2008. Vol. 50. No. 4. P. 377–389. DOI:10.1002/dev.20298
32. Veraksa A.N., Sidneva A.N., Aslanova M.S., Plotnikova V.A. Effectiveness of Different Teaching Resources for Forming the Concept of Magnitude in Older Preschoolers with Varied Levels of Executive Functions // Psychology in Russia: State of the Art. 2022. Vol. 15(4). P. 62–82. DOI:10.11621/pir.2022.0405
33. Yang P.J., Lamb M.E., Kappler G., Ahnert L. Children’s diurnal cortisol activity during the first year of school // Applied Developmental Science. 2017. Vol. 21. No. 1. P. 30–41. DOI:10.1080/10888691.2016.1140578