Additionally, we asked the teachers

Additionally, we asked the teachers to rate performance of children of both groups in relation to different lesson contents
(mathematics, language, sciences, music and arts) as attention levels across these different lesson types are likely to be influenced by degree of academic underperformance (Whalen et al., 1978). On the first observation day, teachers rated students' performance on a scale from 1 (insufficient) to 5 (well to very well). In our study, children with ADHD performed significantly worse on mathematics (M = 3.43, SD = 1.23vs.M = 4.30, SD = 0.79; p = .002; d = .84), language (M = 3.33, SD = 1.04vs.M = 4.20, SD = 0.85; p = .001; d = 0.92), and sciences (M = 3.46, SD = 1.17vs.M = 4.44, SD = 0.70; p b .001; d = 1.02), but not worse on music and arts (M = 3.55, SD = 1.13 vs. M = 3.85, SD = 0.80; p = .45; d = 0.31). To control for possible confounding effects of academic underperformance in the ADHD group, we calculated an averaged academic performance score (i.e., the average score on mathematics, language, and sciences).

ผลลัพธ์ (ไทย) 1:

นอกจากนี้ เราถามครูเพื่อประสิทธิภาพอัตราเด็กทั้งกลุ่มให้สัมพันธ์กับเนื้อหาบทเรียนต่าง ๆ
(คณิตศาสตร์ ภาษา วิทยาศาสตร์ ดนตรี และศิลปะ) ระดับความสนใจในบทเรียนต่าง ๆ ชนิดเหล่านี้มีแนวโน้มที่จะมีผลมาจากระดับการศึกษา underperformance (Whalen et al., 1978) ในวันแรกของการสังเกต ครูอันดับประสิทธิภาพการทำงานของนักเรียนในระดับ 1 (พอ) กับ 5 (ดีถึงดีมาก) เราศึกษา เด็กที่ มีภาระผูกพันปฏิบัติมากแย่ลงเกี่ยวกับคณิตศาสตร์ (M = 3.43, SD = 1.23vsM = 4.30, SD = 0.79 p =. 002 d = 84), ภาษา (M = 3.33, SD = 1.04vsM = 4.20, SD = 0.85 p =. 001 d = 0.92), และวิทยาศาสตร์ (M = 3.46, SD = 1.17vsM = 4.44, SD = 0.70 พี บี. 001 d = 1.02), แต่ไม่แย่ลงในดนตรีและศิลปะ (M = 3.55, SD = 1.13 เทียบกับ M = 3.85 แถว SD = 0.80; p =. 45; d =$ 0.31) ควบคุมสำหรับสุด confounding ผลของ underperformance ศึกษาในกลุ่มภาระผูกพัน เราคำนวณเป็นคะแนนเฉลี่ยผลการศึกษา (เช่น คะแนนเฉลี่ยในวิชาคณิตศาสตร์ ภาษา และวิทยาศาสตร์)

ผลลัพธ์ (ไทย) 2:

นอกจากนี้เราถามครูให้คะแนนผลการดำเนินงานของเด็กของทั้งสองกลุ่มที่เกี่ยวข้องกับเนื้อหาบทเรียนที่แตกต่างกัน
(คณิตศาสตร์ภาษาวิทยาศาสตร์ดนตรีและศิลปะ) เป็นระดับความสนใจในบทเรียนเหล่านี้ชนิดที่แตกต่างกันมีแนวโน้มที่จะได้รับอิทธิพลจากระดับของผลประกอบทางวิชาการ ( เวเลน et al., 1978) ในวันแรกของการสังเกตครูการประเมินผลการปฏิบัติงานของนักศึกษาในระดับที่ 1 (ไม่เพียงพอ) ถึง 5 (ดีดี) ในการศึกษาเด็กที่มีสมาธิสั้นที่ดำเนินการอย่างมีนัยสำคัญยิ่งในคณิตศาสตร์ (M = 3.43, SD = 1.23vs.M = 4.30, SD = 0.79 p = 0.002; d = 0.84), ภาษา (M = 3.33, SD = 1.04 vs.M = 4.20, SD = 0.85 p = 0.001; d = 0.92) และวิทยาศาสตร์ (M = 3.46, SD = 1.17vs.M = 4.44, SD = 0.70; PB 001; d = 1.02) แต่ ไม่ได้เลวร้ายเกี่ยวกับดนตรีและศิลปะ (M = 3.55, SD = 1.13 เทียบกับ M = 3.85, SD = 0.80 p = .45; d = 0.31) ในการควบคุมผลกระทบซับซ้อนเป็นไปได้ของผลประกอบการศึกษาในกลุ่มสมาธิสั้นที่เราคำนวณคะแนนผลการเรียนเฉลี่ย (กล่าวคือคะแนนเฉลี่ยในวิชาคณิตศาสตร์ภาษาและวิทยาศาสตร์)

ผลลัพธ์ (ไทย) 3:

นอกจากนี้ เราถามครูให้คะแนนผลงานของเด็กทั้งสองกลุ่มแตกต่างกันในความสัมพันธ์กับบทเรียนเนื้อหา
( คณิตศาสตร์ ภาษา วิทยาศาสตร์ ดนตรี และศิลปะ ) ตามความสนใจระดับข้ามบทเรียนประเภทต่าง ๆ เหล่านี้มีแนวโน้มที่จะได้รับอิทธิพลจากระดับ underperformance วิชาการ ( วาเลน et al . , 1978 ) ในวันสังเกตการณ์ครั้งแรกครู มีการแสดงของนักเรียนในระดับจาก 1 ( ไม่เพียงพอ ) 5 ( จะดีมาก ) ในการศึกษาของเรา เด็กที่มีสมาธิสั้น ปฏิบัติเลวในคณิตศาสตร์ ( M = 3.43 , SD = 1.23vs m = 4.30 , SD = 0.79 , p = . 002 ; D = . 84 ) , ภาษา ( M = 3.33 , SD = 1.04vs m = 4.20 , SD = 0.85 , p = . 001 ; D = 0.92 ) และวิทยาศาสตร์ ( M = 3.46 , S.D . = 1.17vs m = 4.44 , S.D . = 0.41 ; P B . 001 = 1.02 ; D )แต่ไม่ด้อยในดนตรีและศิลปะ ( M = 3.55 , SD = 1.13 และ M = 3.85 , SD = 0.80 ; p = . 45 ; D = 0.31 ) ควบคุมได้รับผลกระทบของ confounding underperformance วิชาการในกลุ่มสมาธิสั้น เราคำนวณเป็นคะแนนผลการเรียนเฉลี่ย ( เช่น ค่าเฉลี่ยของคะแนน คณิตศาสตร์ ภาษา และวิทยาศาสตร์ )