اعتبار سازه، استان هرمزگان، معنادار بودن

دانلود پایان نامه ارشد

دادهاند. يک دانشجو ممکن است در ابتدا نگرش منفياي نسبت به تقلب علمي داشته باشد؛ اما با مشاهده و ارتباط با دانشجويان متقلب به اين مي‌رسد که تقلب خوب است و گفتارهايي از اين قبيل به کار مي‌رود: “کيفيت درس دادن معلم پايين بوده و من بايد تقلب کنم”، ” حجم منابع امتحاني زياد است وقت کافي براي مطالعه ندارم، بنابراين بايد تقلب کنم”، ” حجم تکاليف درسي زياد است، بنابراين از مقالات نوشته‌شده ديگران استفاده مي‌کنم” و ” تقلب کردم چون بايد به دوستم کمک مي‌کردم”. به‌طوري‌که در رفتارهاي مربوط به تقلب علمي، به ميزاني افراد رفتارهاي متقلبانه را ياد ميگيرند و به‌عنوان گرايش‌هاي خودشان ميپذيرند که تعريفهاي مطلوب يا نامطلوب از رفتارهاي علمي در دست داشته باشند (لرش، 1999: 104). از طرفي پاداش و هزينههايي که ممکن است از نمرات بهتر مورد انتظار باشند، در برابر احتمال مورد شناسايي قرار گرفتن و تحريمهاي ناشي از تقلب علمي يک حالت توازن برقرار ميکند. تقويت اجتماعي افتراقي هم‌چنين شامل عکسالعملهاي مثبت يا منفي پيش‌بيني‌شده از خانواده و دوستان نيز ميباشد (لرش، 1999: 104).
3-2- نتيجهگيري
بنا به شرحي که از نظريه يادگيري اجتماعي در اين فصل ارائه شد. از آنجا که نظريه يادگيري اجتماعي از جمله نظريههايِ فرايندي است که بر کشف روابط متقابل فرد و محيط اجتماعي تمرکز دارد. به نظر ميرسد که به صورت دقيقتر و بهتري بتواند رفتارهاي مربوط به تقلب علمي را که يک رفتار خاص در محيطي خاص است، مورد بررسي قرار دهد. از طرفي نظريههاي يادگيري اجتماعي با فرايند از پيش گفته شده بر روي جامعهپذيري بحث ميکنند. بنابراين گزينش اين نظريه به اين پژوهش کمک خواهد کرد که پاسخ خود را بيابد که چرا در نهادهاي آموزشي که يکي از منابع اصلي جامعهپذيريِ هنجارها و ارزشهاي درست و مورد تأييد جامعه است، تقلب علمي انجام ميگيرد. علاوه بر اين، تحقيقاتي که فرضيههاي نظريه يادگيري اجتماعي را با استفاده از سنجش يک يا بيشتر مفاهيم تبييني مهم، از پيوند افتراقي، تعاريف، تقويت افتراقي، و تقليد آزمون کردهاند، معمولا روابط قويِ مناسبي با جرم و انحراف در جهت پذيرش و پيشبيني يافتهاند. تحقيقات تجربي ايکرز در بررسي رفتارهاي انحرافي از جمله مصرف الکل، مصرف مواد مخدر و ماريجوانا از نظريه يادگيري اجتماعي حمايت ميکنند. هم چنين ايکرز نشان ميدهد که نظريه يادگيري اجتماعي در مقايسه با نظريههاي پيوند اجتماعي و نظريه فشار قويا مورد حمايت قرار گرفتهاست. يادگيري اجتماعي انتخاب بهتري است نه تنها براي اين که حمايت تجربي بيشتري دريافت کرده است بلکه نيز به خاطر اينکه مفاهيم انتزاعي بيشتر و حيطه وسيع‌تر از تئوري پيوند يا فشار دارد (نگاه کنيد به: ايکرز و جنينگز، 2009؛ ايکرز، 1985). از اين رو به نظر ميرسد با توجه به محيط دانشگاه که زمينهي فرايند يادگيري در آن فراهم است متغيرهاي بيان شده اين نظريه قدرت تبيين تقلب علمي را به عنوان رفتاري انحرافي نيز داشته باشند. بنابراين فرضيههاي تحقيق حاضر با تکيه بر نظريه يادگيري اجتماعي ارائه ميشوند.

3-3- فرضيههاي تحقيق
3-3-1- فرضيه اصلي
تقلب علمي تابعي مثبت از يادگيري اجتماعي است.
3-3-2- فرضيههاي فرعي
1- تقلب علمي تابعي مثبت از پيوند افتراقي است.
2- تقلب علمي تابعي مثبت از تعاريف است.
3- تقلب علمي تابعي منفي از عکس العمل است.
4- تقلب علمي تابعي مثبت از تشويق است.
5- تقلب علمي تابعي مثبت از پاداش است.
6- تقلب علمي تابعي منفي از بازدارندگي است.
7- تقلب علمي تابعي مثبت از تقليد است.

4-1- روش پژوهش و ابزار گردآوري دادهها
با توجه به موضوع، منطق و هدف تحقيق حاضر مناسبترين شيوه جمعآوري اطلاعات روش کمي است؛ از اين رو تناسب استفاده از اين روش به روشني اثبات ميشود. از سوي ديگر با توجه به اينکه تکنيکهاي مورد استفاده در پيمايشها بر مبناي استخراج دادههاي کمي طرح‌ريزي ميشوند و رايجترين روشهاي جمعآوري دادههاي کمي در علوم اجتماعي، بدون شک پرسشنامه خودتنظيم شده و مصاحبه خود ساخت‌يافته‌اند (بليکي، 1391: 302). لذا ما نيز در اين پژوهش از روش پيمايش و از پرسشنامه ساخت‌يافته جهت جمع‌آوري اطلاعات مورد نظر استفاده کردهايم.
4-2- جامعه آماري
جامعه آماري پژوهش حاضر که نمونه معرف از آن به دست آمده، کليه دانشجويان مشغول تحصيل در سال تحصيلي 1393- 1392 در دانشگاه هرمزگان که بزرگ‌ترين مرکز آموزش عالي دولتي در استان هرمزگان است، ميباشند. مطابق آخرين اطلاعات آماري به‌دست‌آمده از ادارهي آموزش، تعداد کل دانشجويان اين دانشگاه 3357 نفر (1419 نفر مرد و 1938 نفر زن) است.
4-3- حجم نمونه
حجم نمونه در پژوهش حاضر با استفاده از فرمول کوکران که از روشهاي رايج آماري براي احتساب حجم نمونه است، برآورد شد. حجم نمونه لازم براي تعميمدهي به جمعيت تحقيق با 95 درصد اطمينان 345 نفر است. با احتمال در نظر گرفتن مخدوش و يا مفقود شدن پرسشنامهها و به منظور بالا بردن دقت تعميمدهي، درمجموع 450 پرسشنامه تکثير و توزيع گرديد و پس از کنار گذاشتن پرسشنامههاي مخدوش، درنهايت به تعداد 410 پرسشنامه مورد تجزيه‌وتحليل قرار گرفت.
4-4- روش نمونهگيري
در پژوهش حاضر از روش نمونهگيري تصادفي طبقهاي متناسب با حجم استفاده شد. پس از آنکه جمعيت تحقيق برحسب دانشکده (علوم پايه، فني و مهندسي، ادبيات و علوم انساني، کشاورزي و منابع طبيعي، علوم و فنون دريايي) و جنسيت (دختر و پسر) تقسيم شد. سپس با توجه به مقدار حجم نمونه، سهم هر دانشکده برحسب گروه جنسيتي تعيين و پرسشنامهها با مراجعه به کلاسهاي درس دانشجويان ميان آنها به‌صورت جمع اجرا توزيع گرديد. در جدول 4-1 روش نمونه‌گيري انعکاس داده‌شده است.
جدول 4-1- روش نمونه‌گيري تحقيق
طبقه
تعداد
نسبت (تعداد افراد هر طبقه/ کل جامعه آماري)
تعداد حجم نمونه
پرسشنامه تحليل‌شده
علوم پايه
مرد
209
062/0
28
28

زن
480
142/0
63
63
فني و مهندسي
مرد
551
164/0
74
68

زن
312
092/0
42
41
علوم انساني
مرد
433
812/0
58
48

زن
877
261/0
117
103
کشاورزي و منابع طبيعي
مرد
162
048/0
22
17

زن
232
069/0
31
28
علوم و فنون دريايي
مرد
64
019/0
9
9

زن
37
011/0
5
5
جمع کل
3357
1
450
410

4-5- اعتبار و پايايي ابزار سنجش
4-5-1- اعتبار سازه نظري مقياس تقلب علمي
اعتبار سازه نظري رابطه يك وسيله اندازهگيري را با مباحث نظري مورد بحث قرار ميدهد، به عبارت دقيق تر اعتبار سازهاي اين سوال را مطرح ميكند كه تا چه حد يك وسيله اندازهگيري منعكس كننده قضاياي نظري است هر چقدر اين انعكاس بالا باشد اعتبار سازهاي بالا است.
براي بررسي اعتبار مقياس متغير وابسته از اعتبار سازه نظري استفاده شدهاست. آزمون تفاوت ميانگين (آزمون T) تقلب علمي بر حسب جنسيت نشان ميدهد که ميانگين تقلب علمي دانشجويان پسر بطور معناداري بيشتر از دانشجويان دختر ميباشد. نتايج حاصل از آزمون تفاوت ميانگين جنسيت در اين پژوهش با يافتههاي تحقيقات تجربي (کوکران و همکاران، 1988؛ کاروآنا و همکاران، 2000، عليوردي و صالحنژاد، 1391) همراستا ميباشد.
4-5-2- اعتبار سازه‌ تجربي مقياسهاي يادگيري اجتماعي
يکي از روشهاي بررسي اعتبار سازه تجربي تحليل عامل تاييدي است. براي بررسي اعتبار سازه تجربي مقياسهاي يادگيري اجتماعي از تحليل عاملي تاييدي مرتبه اول استفاده شده است.
4-5-2-1- تحليل عاملي تاييدي مرتبه اول
تحليل عاملي تاييدي227 يک روش آماري است که براي پيدا کردن مجموعه کوچکي از متغيرهاي مشاهده نشده228 که مي توانند کواريانس را در بين مجموعه بزرگي از متغيرهاي مشاهدهشده اندازهگيري کنند، به کار ميرود. اين تحليل اساسا يک روش آزمون فرضيه است و بر اين مفروضه متکي است که شما درباره اينکه مولفه متغيرهاي مکنون چيست انديشهاي داريد؛ يعني به دنبال يافتن نشانگرها (شاخصها) نيستيد. تحليل عاملي تاييدي اين مطلب را ميآزمايد که آيا شاخصهايي که براي معرفي سازه يا متغير مکنون خود برگزيدهايد، واقعا معرف آن است يا نه. همچنين اين روش گزارش ميدهد که نشانگرهاي انتخابي با چه دقتي معرف يا برازنده متغير مکنون است. براي بهبود برازندگي، نشانگرها با متغير مکنون نيز راه حلهايي دارد (هومن، 1391). معمولا مدلهاي عاملي تاييدي به صورت دياگرامهاي مسير نمايش داده ميشوند که در آن مستطيلها متغيرهاي مشاهده شده را نشان ميدهند و بيضيها مفاهيم پنهان را نشان ميدهند. به علاوه پيکانهاي يک طرفه براي نشان دادن جهت تاثير علي فرضي به کار ميروند. قدرت رابطه بين عامل (متغير پنهان) و متغير قابل مشاهده به وسيله بار عاملي بر روي اين پيکانهاي يک طرفه نشان داده ميشود. براي نشان دادن رابطه قابل قبول، اندازه بارهاي عاملي بايد بزرگتر از 3/0 باشد. معنيداري بارهاي عاملي نيز با مقدار T-VALUE مشخص ميشود که براي معنيداري بايد قدر مطلق مقدار T-VALUE از 96/1 بزرگتر باشد. پيکانهاي دو جهته براي نشان دادن کواريانس بين دو متغير پنهان به کار ميروند. فلشهاي کوچکي که به متغيرهاي مشاهده شده متصل هستند خطاي اندازهگيري يا خطاي برآورد229 هستند و واريانس هريک از متغيرهاي مشاهدشده را نشان ميدهند که توسط عوامل مشترک تبيين نشدهاند.
براي بررسي اين که مدل طراحي شده چقدر براساس دادههاي مشاهده شده، حمايت خواهد شد، از آزمونهاي برازندگي استفاده ميشود. براي اين کارشاخصهايي مورد استفاده قرار مي‏گيرد که به آنها اشاره شده است:
شاخصهاي مطلق: شاخصهاي مطلق اين پرسش را مطرح ميسازد که آيا واريانس خطا يا تبيين نشده که پس از برازش مدل باقي ميماند قابل توجه است؟ (هومن، 1391: 235).
مجذور کاي(X²) و نسبت X²/df: در ميان شاخص‏هاي مطلق، مجذور کاي و نسبت X²/df، به قدر مطلق پسماندها توجه دارد.وقتي حجم نمونه برابر با 75 تا 200 باشد، مقدار مجذور کاي يک اندازه معقول برازندگي است. اما به طور کلّي جهت تعيين اينکه آيا مدل برازش دارد يا نه، بايد به اين نکته توجه کرد که سطح معناداري براي شاخص کاي دو بايد بيشتر از 05/0 باشد تا اين مطلب که مدل مفهومي با داده‏ها برازش دارد، تائيد گردد. امّا براي مدلهاي با n بزرگتر، مجذور کاي (همانند همه آزمونهاي معنادار بودن) تقريبا هميشه از لحاظ آماري معنيدار است. بايد يادآور شد که توزيع مجذور کاي به گونهاي است که مقدار مورد انتظار آن برابر با درجهي آزادي آن است. بنابراين، نسبت X²/df در يک برازش “ايدهال” برابر با يک خواهد بود.
ريشه دوم ميانگين مجذور پسماند(RMR): در شاخص ريشه دوم ميانگين مجذور پس‏ماندها، تفاوت بين عناصر ماتريس مشاهده شده در گروه نمونه و عناصر ماتريسهاي برآورد يا پيشبيني شده با فرض درست بودن مدل مورد نظر است. هر چه RMR براي مدل مورد آزمون نزديکتر به صفر باشد، مدل مذکور برازش بهتري دارد.
شاخص برازندگي(GFI): بستگي به حجم نمونه دارد و نشان ميدهد که مدل تا چه حد نسبت به عدم وجود آن، برازندگي بهتري دارد چون GFIنسبت به ساير شاخصهاي برازندگي اغلب بزرگتر است، برخي از پژوهشگران نقطهي برش 95/0 را براي آن پيشنهاد کرده‏اند. بر پايهي قرارداد، مقدار GFI بايد بزرگتر از 90/0 باشد تا مدل مورد نظر پذيرفته شود.
شاخص تعديل برازندگي (AGFI): شاخص AGFI مانند GFI است، مقدار AGFI نيز بايد برابر يا بزرگتر از 90/0 باشد تا مدل مورد نظر پذيرفته شود. اختلاف نظر هايي در گزارش شاخص ها بين صاحب نظران مدل معادلات ساختاري وجود دارد. بسياري صاحب نظران معتقدند دشواريهايي در تفسير شاخص نيکويي برازش GFI وجود دارد. چندين نقطهي برش براي GFI و AGFI پيشنهاد شده است، يک روش رايج اين است که اين دو شاخص بايد به يک نزديک باشند، البته اين نکته را نيز مي توان گفت که دو شاخص GFI و AGFI ارزش عملي کمي دارند (فوکس230، 2002). در نهايت مي توان گفت اگر شاخص هاي CFI، AGFI ،GFI بزرگتر از 90/0 باشند بر برازش بسيار مطلوب و بسيار مناسب

پایان نامه
Previous Entries تحقیق با موضوع توسل به زور، نیروی انسانی، فعالیت فرهنگی Next Entries تحقیق با موضوع فرزندان طلاق، شهید مطهری، فروپاشی خانواده