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 ناسازگاری، عملکرد خانواده، مصرف مواد، رگرسیون Next Entries دانلود پایان نامه درمورد تحلیل عامل، تحلیل عاملی، ارزش ویژه، تحلیل عاملی اکتشافی