دانلود پایان نامه درمورد حمایت اجتماعی، نظام آموزشی، روابط ساختاری، مدارس راهنمایی

دانلود پایان نامه ارشد

2005؛ هیداک138، 2007) و بازنگری‎ای که انجام داده‎اند، نتیجه‎گیری می‎کنند که آمارة مجذور خی، درجة آزادی و ارزش p آن، RMSEA و فاصلة اطمینان مربوط به آن، SRMR، CFI و یکی از شاخص‎های برازندگی اقتصادی در گزارش شاخص‎های برازندگی قید شوند.
در مورد کاربرد شاخص‎های برازندگی، صاحب‎نظران عقایدی را مطرح کرده‎اند. مارش2، ها3و ون4(2004) از پژوهشگران می‎‎خواهند که بر مطلق بودن نقاط برش شاخص‎های برازندگی تأکید نکنند بلکه بر اساسِ الگو متمرکز شوند. شوارتز و دیگران (2009) از ردّ الگویی که به نقطة برش شاخص برازندگی نزدیک شده ولی از آن نگذشته است، حمایت نمی‎کنند. همان‎طور که در مورد معیار 05/0 p صادق است، نقاط برش شاخص‎های برازندگی، دستورالعمل محسوب می‎شوند، نه معیاری مطلق (وندنبرگ5، 2006، نقل از شوارتز و دیگران، 2009).
2ـ2ـ3 الگو‎یابی معادلة ساختاری: اندازه‎گیری اثر واسطه‎گر
روابط ساختاری بین متغیرهای پنهان در الگویابی معادلة ساختاری به شکل کوواریانس، اثرات مستقیم و اثرات غیر مستقیم می‎توانند باشند. کوواریانس قابل قیاس با همبستگی است؛ از این حیث که به منزلة روابط غیر جهت‎دار6 بین متغیرهای مستقل تعریف می‎شود که با کمان‎های دو سویه7 نشان داده می‎شوند. اثرات مستقیم، روابط بین متغیرهای اندازه‎گیری‎شده و نهفته هستند که با کمان‎های یک سویه8 نشان داده می‎شوند. خاطر نشان می‎سازد که اگرچه کمان‎ها متضمن جهت مسیرند اما نباید روابط بین متغیرهای نهفته را علّی تفسیر کرد؛ مگر آنکه داده‎های آنها بر اساس مطالعات طولی یا آزمایشی باشند (وستون وگور، 2005).
اثر غیر مستقیم، رابطة بین یک متغیر نهفتة مستقل و متغیر نهفتة وابسته است که از طریق یک یا چند متغیر نهفته واسطه‎گری می‎شود. واسطه‎گری ممکن است کامل9 یا نسبی10 باشد. اگر روابط مفروض مشتمل
بر اثرات مستقیم و غیر مستقیم بـاشد، واسطـه‎گری نسبی است و اگر صرفاً اثـرات غیر مستقیم فرض شوند،
واسطه‎گری کامل است (همان منبع).
پیش از بیان شیوه‎های اندازه‎گیری اثر واسطه‎گر، اشاره می‎کنیم که هر چند معمولاً اثر غیر مستقیم و واسطه‎گر معادل هم درنظرگرفته شده‎اند، برخی مؤلفان (برای مثال، هولم بک139،1997) بر این باورند که در بهره‎گیری از الگویابی معادلة ساختاری برای آزمون اثرهای واسطه‎گر مهم است که بین اثرهای غیر مستقیم و واسطه‎گر تمایز قائل شد؛ به این معنا که ممکن است اثر غیر مستقیم معنادار باشد ولی معیارهای اثر واسطه‎گر وجود نداشته باشد.
روشی که به‎طور گسترده برای سنجش واسطه‎گری مورد استفاده قرار گرفته، روش گام‎های علّی است که در آثار کلاسیک بارون وکنی (بارون و کنی، 1986؛ کنی و دیگران، 1998؛ جود و کنی، 1981الف، 1981ب، نقل از مک کینون و دیگران، 2007) نشان داده شده است. طبق این روش، چهار گام وجود دارد که با سه معادلة رگرسیون انجام می‎شود و بر اساس آن تعیین می‎گردد که یک متغیر (برای مثال، حمایت اجتماعی) رابطة بین یک متغیر پیش‎بینی‎کننده (برای مثال، شرایط مشاوره) و یک پیامد (برای مثال، بهزیستی) را واسطه‎گری می‎کند (شکل‎های 1ـ3 الف و 1ـ3 ب) (نقل از فریژر4، تیکس5و بارون6، 2004).

شکل 1ـ3 نمودار مسیرها در الگوهای واسطه‎‎گر ( اقتباس از فریژر و دیگران، 2004، ص. 126)

فریژر و دیگران (2004) این گام‎ها را به شرح زیر توضیح می‎دهند:
1ـ رابطة معنادار بین پیش‎بینی‎کننده و پیامد (مسیر پ در شکل 1ـ3 الف)؛
2ـ رابطة معنادار بین پیش‎بینی‎کننده و واسطه‎گر (مسیر الف در شکل 1ـ3 ب)؛
3ـ رابطة معنادار واسطه‎گر و متغیر پیامد (مسیر ب در شکل 1ـ3 ب)، این رابطه برآورد می‎شود در حالی
که اثرات پیش‎بینی‎کننده بر پیامد کنترل می‎شود؛
4ـ نیرومندی رابطه بین پیش‎بینی‎کننده و پیامد به‎طور معناداری کاهش می‎یابد؛ وقتی که واسطه‎گر به
الگو اضافه شود (مقایسة مسیر پ در شکل 1ـ3 الف با مسیر پ” در شکل 1ـ3 ب). اگر حمایت اجتماعی یک واسطه‎گر کامل باشد، رابطة بین شرایط مشاوره و بهزیستی از صفر متفاوت خواهد بود، پس از آنکه حمایت اجتماعی وارد الگو می‎شود. اگر حمایت اجتماعی یک واسطه‎گر نسبی باشد، که بیشتر احتمال دارد این‎طور باشد، رابطة بین شرایط مشاوره و بهزیستی به‎طور معناداری کمتر خواهد بود، وقتی که حمایت اجتماعی وارد الگو می‎شود اما هنوز بیشتر از صفر خواهد بود.
همان‎طور که کنی و همکاران (1998، نقل از وو و سومبو، 2008) اذعان دارند این رویة چهار گامی، آزمون آماری مستقیم برای اثر واسطه‎گری نیست بلکه ابزاری است برای تشخیص اینکه آیا اثر واسطه‎گر وجود دارد یا نه. در واقع، با این روش نمی‎توان معناداری اثر واسطه‎گر را سنجید.
یک روش مورد استفاده برای سنجش معناداری اثر واسطه‎گر (ab) آزمون سوبل1140(1982) بوده است که مستقیماً معناداری ab را نسبت به توزیع بهنجارZ با استفاده از خطای استاندارد اثر واسطه‎گر می‎سنجد. بدین ترتیب که پس از تقسیم حاصل ضرب دو ضریب غیر استانداردی که مسیرهای واسطه‎گری را تشکیل می‎دهند، بر خطای استاندارد این حاصل ضرب، نسبت به‎ دست آمده با جدول توزیع بهنجار مقایسه می‎شود؛ اگر نسبت به‎ دست آمده بزرگ‎تر از 96/1 باشد، نتیجه گرفته می‎شود که اثر واسطه‎گر معنادار است. فواصل اطمینان برای اثر واسطه‎گر نیز مورد استفاده قرار گرفته که به همان نتیجه‎گیری منجر شده است (لاک وود2
و مک کینون، 1998؛ وو و سومبو، 2008).
مک کینون و دیگران (مک کینون، لاک وود، هافمن3، وست و شیت5، 2002؛ هویل6و مک کینون،1997، نقل از وو و سومبو، 2008) نشان داده‎اند که توان آماری آزمون سوبل کم است؛ زیرا وقتی حجم نمونه کوچک است، توزیع ab از توزیع نرمال دور می‎شود. برای فائق آمدن بر این مشکل، مک کینون آمارة Z’ را فراهم کرده است که با آن می‎توان اثر واسطه‎گر (ab) را آزمون کرد. جدول Z’ از توزیع نمونه‎گیری تجربی برای مجموعة گستردة ارزش‎های a و b حاصل شده است. بر اساس این توزیع‎های تجربی، ارزش‎های بحرانی برای سطح معناداری متفاوت تعیین شده‎اند. جداول این ارزش‎های بحرانی را به شکل الکترونیکی در http://www.public.asu.edu/~davidpm/ripl/methods.htm می‎توان یافت. در پژوهش کنونی، برای تعیین معناداری اثر واسطه‎گر از این روش سود جسته‎ایم. در این روش، که به آزمون نامتقارن توزیع حاصل‎ضرب141 معروف است، ضریب واسطه‎گری به عنوان حاصل ضرب دو مسیر غیراستاندارد، که مسیر واسطه‎گری فرضی را تشکیل می‎دهند، محاسبه می‎شود. سپس، 95 درصد فاصلة اطمینان در اطراف این ضریب، برآورد می‎شود. اگر این فاصله شامل صفر نگردد، واسطه‎گری نسبی فرض می‎شود. مک کینون و دیگران (2002، نقل از شوارتز و دیگران، 2006) فقط به واسطه‎گری نسبی اذعان دارند و استدلال می‎کنند که واسطه‎گری کامل وجود ندارد.
مک کینون و دیگران (2007) در تأیید صحت و دقت این روش اظهار می‎کنند که فواصل اطمینان، که به وسیلة روش توزیع حاصل ضرب محاسبه می‎شود، نامتقارن و منطبق با توزیع نابهنجار اثر غیر مستقیم‎اند. این پژوهشگران برنامة کامپیوتریPRODCLIN را معرفی کرده‎اند که به شکل الکترونیکی در www.public.asu.edu/~davidpm/ripl/prodclin برای سهولت بهره‎برداری پژوهشگران از این روش موجود است. این برنامه، فواصل اطمینان برای اثر غیر مستقیم را بر مبنای توزیع حاصل ضرب محاسبه می‎کند. در پژوهش کنونی برای تعیین معناداری اثر واسطه‎گر سردرگمی هویت از این برنامة کامپیوتری که مک کینون (ارتباط شخصی، 13 جولای، 2010) آن را معرفی کرده است، بهره گرفتیم.

3ـ3 جامعة و نمونة آماری
1ـ3ـ3 جامعة آماری
در این پژوهش، جامعة آماری متشکل از دو جامعه است: دانش‎آموزان و مراقبان اصلی آنها (عمدتاً مادران).
جامعة آماری دانش‎آموزی مشتمل بر کلیة دانش‎آموزان دختر و پسری است که در سال تحصیلی 87 ـ88 در پایة دوم راهنمایی مدارس دولتی شهر تهران (گروه سنی 12 تا 13 سال) به تحصیل اشتغال داشته‎اند و جامعة آماری دیگر متشکل از مراقبان اصلی این دانش‎آموزان است که در فرهنگ ما عمدتاً مادران در این جامعه قرار می‎گیرند.
ملاک انتخاب دانش‎آموزان یک پایة تحصیلی و آن هم پایة دوم راهنمایی به دو دلیل نظری و روش ـ ‎شناختی بود: از لحاظ نظری بر حسب تعریف سنی، اوایل نوجوانی معمولاً به گروه سنی 10ـ11 سالگی تا 13ـ14 سالگی پوشش می‎دهد. در نظام آموزشی کشور ما گروه سنی 11 تا 12 سال در پایة اول راهنمایی و 12 تا 13 سال در پایة دوم راهنمایی قرار می‎گیرند. از آنجا که دانش‎آموزان پایة اول راهنمایی با تنیدگی‎های ناشی از انتقال از مدرسة ابتدایی به مدرسة راهنمایی مواجه‎اند (پیش‎تر در فصل دوم، ویژگی‎های این گذر مطرح شدند)، در پژوهش حاضر بر دانش‎آموزان پایة دوم راهنمایی متمرکز شدیم که در مقایسه با گروه دیگر از نظر تحولی از ثبات بیشتری برخوردارند. از لحاظ روش‎شناختی، باید در استخراج نتایج چندین نمونه یا یک نمونه در زمان‎های مکرر برای مقاصد تحلیل عاملی محتاط بود؛ چون نمونه‎هایی که از نظر معیاری متفاوت‎اند، ممکن است عوامل متفاوتی داشته باشند (تاباچنیک و فیدل، 2001، ص.587).

2ـ3ـ3 روش نمونه‎گیری و حجم نمونه
نمونة مورد بررسی به روش نمونه‎گیری چندمرحله‎ای انتخاب شد. در مرحلة نخست نمونه‎گیری، از سه ناحیة شمال، مرکز و جنوب تهران سه منطقة 1، 13 و 19 از مناطق نوزده‎گانة آموزشی تهران به قید قرعه انتخاب شدند. در مرحلة بعدی، برای انتخاب دانش‎آموزان از سه منطقة آموزشی یادشده، روش خوشه‎ای دو مرحله‎ای به‎کارگرفته شد. در وهلة اول، از فهرست اسامی مدارس راهنمایی دولتی (به تفکیک جنس) سه تا پنج مدرسه به‎طور تصادفی انتخاب شد و در وهلة بعد، از مدارس منتخب، به روش تصادفی یک یا دو کلاس پایة دوم راهنمایی مبنای انتخاب دانش‎آموزان دختر و پسر قرار گرفت.
در پژوهش حاضر بر مبنای توصیه‎هایی که در مورد حجم نمونه در روش الگویابی معادلة ساختاری شده است، سعی شد که در هر منطقه 200 دانش‎آموز (100 دختر و 100 پسر) و مراقبان اصلی آنها به عنوان جمعیت نمونه انتخاب شوند. در نهایت، پس از بررسی پرسشنامه‎ها( با حذف دانش‎آموزان دارای سابقة بیماری و مردودی) 613 نفر دانش‎آموز پایة دوم راهنمایی (314 نفر دختر و 299 نفر پسر) و مراقبان اصلی آنها (عمدتاً مادران) نمونة پژوهش حاضر را تشکیل دادند.

4ـ3 ابزارهای گردآوری اطلاعات
برای گردآوری اطلاعات، هفت پرسشنامه در گروه نوجوانان و چهار پرسشنامه در مورد والدین به‎کارگرفته شد. همچنین هر دو گروه، پرسشنامة جمع‎آوری اطلاعات را که حاوی پرسش‎هایی در مورد مشخصات فردی و خانوادگی بوده تکمیل کردند (پیوست الف).
در انتخاب پرسشنامه‎ها، دو ملاک اصلی مدّ نظر قرارگرفت؛ اول آنکه پرسشنامه‎هایی انتخاب شدند که در پژوهش‎های متعدد در حیطة مورد بررسی، مورد استفاده قرارگرفته‎اند و ویژگی‎های روان‎سنجی مناسبی برای آنها گزارش شده است. این امر از طریق جستجوی کامپیوتری و مکاتبه با صاحب‎نظران قلمروی مورد تحقیق میسر شد. دوم آنکه انجام یک پژوهش چند متغیره، مستلزم بهره‎گرفتن از چندین پرسشنامه است. به همین دلیل به‎منظور اجتناب از افزایش سؤالات یا از فرم کوتاه‎شدة پرسشنامه‎ها بهره گرفته شد و یا پرسشنامه‎هایی به‎کارگرفته‎ شدند که سؤالات کمتری داشتند ولی با ویژگی‎های روان‎سنجی مناسب، متغیرهای مورد بررسی را اندازه‎گیری می‎کردند.
در ابتدا، پرسشنامه‎ها ترجمة معکوس شدند؛ بدین‎ترتیب که فردی متخصص در حیطة روان‎شناسی که به هر دو زبان انگلیسی و فارسی آشنایی کاملی داشت، پرسشنامه‎ها را به زبان فارسی ترجمه کرد. سپس فرد متخصص دیگر با همان ویژگی‎ها، پرسشنامه‎های فارسی را مجدداً به زبان انگلیسی برگرداند. در وهلة بعد، این ترجمه با متن اصلی انگلیسی مقایسه شد و سپس ناهماهنگی‎های بین دو فرم توسط فرد متخصص سوم، مورد بررسی قرارگرفتند و در نهایت، پرسشنامه‎ها آماده شدند.
برای تضمین اعتبار محتوایی، پرسشنامه‎های آماده‎شده به چهار متخصص روان‎شناسی ارائه و پس از اعمال

پایان نامه
Previous Entries دانلود پایان نامه درمورد تحلیل عامل، رگرسیون، تحلیل عاملی، رگرسیون چندگانه Next Entries دانلود پایان نامه درمورد تحلیل عامل، تحلیل عاملی، ارزش ویژه، تحلیل عاملی اکتشافی