منبع مقاله درمورد 231، p، کرویت،

دانلود پایان نامه ارشد

آزمون کرویت بارتلت با درجه آزادی 231 در سطح p<0.001 برابر 418/1776، هر دو معنا دار بود. مقادیر قطر ماتریس، همبستگی های ضد تصویری6 (که همگی بالاتر از 5/0 بود) و مجموعه این سه شاخص، قابلیت انجام تحلیل عاملی را نشان می داد.
همچنین جدول ارزش های ویژه1سه مولفه با بار ارزشی بالاتر از یک را نشان می داد،که با معرفی سه عامل در این آزمون، چرخش عوامل2 با چرخش متمایل، سوالات آزمون را تحت سه عامل مجزا معرفی کرد.
جدول شماره3-1، بار عاملی سوالات آزمون تحت سه عامل را نشان می دهد

جدول شمار3-1 ماتریس چرخش یافته عوامل آزمون باور ها و درگیری معنوی
سوال
عامل ها

1
2
3
13
641/0

14
592/0

8
576/0

22
569/0

9
531/0

5
470/0

11

612/0

20

595/0

6

545/0

7

520/0

17

549/0
2

448/0
19

448/0
3

435/0
1

398/0
21

366/0

با توجه به متن سوالات و اختصاص آنها به حوزه های محتوایی، عامل اول به نام «معنویت اصلی»، عامل دوم به نام «چشم انداز معنوی» و عامل سوم به نام «بینش» نام گذاری شده است.
جدول واریانس های استخراجی نیز نشان دادکه عوامل مذکور، به ترتیب 72/17، 91/6، 80/5 درصد و در مجموع 45/30 درصد واریانس باور ها و درگیری معنوی را تبیین می کنند.
به منظور انطباق بیشتر، همین نتایج عاملی گزارش شده و نتایج این تحلیل، مبنای تحلیل عاملی تاییدی قرار گرفته است.
تحلیل عاملی تاییدی
به منظور تایید ساختار عاملی به دست آمده و آزمون قدرت و معناداری سهم هر یک از عوامل در اندازه گیری باور ها و در گیری معنوی، با استفاده از برنامه لیزرل1که به وسیله ی یورسکاک و سوربوم (1984) برای آزمون الگوهای مختلف اندازه گیری تهیه شده است، تحلیل عاملی تاییدی انجام شد. جدول شماره3-2 ، مهمترین پارامتر های اندازه گیری سازه را نشان می دهد.
جدول شماره 3-2،پارامترهای الگوی اندازه گیری باور ها و درگیری معنوی در تحلیل عامل تاییدی
پارامتر
عامل ها
برآورد پارامتر ها
پارامتر استاندارد B
خطای معیار
t
معنویت اصلی
20/4
75/0
74/0
68/5
چشم انداز معنوی
27/1-
27/0
28/0
50/4-
بینش
91/1
41/0
37/0
18/5

میزان پارامتر استاندارد برای هر یک از عوامل، نشان دهنده قدرت بار عاملی آنها روی باور ها و درگیری های معنوی بوده و مقادیر t بزرگتر از 2 نیز معنا داری این سهم را نشان می دهد. و بر اساس این مقادیر، عوامل استخراج شده از آزمون باور ها و درگیری معنوی، با توان نسبتا خوبی باور ها و درگیری معنوی دانش آموزان را اندازه گیری می کنند.
با توجه به برازش کامل مدل با داده ها، در تحلیل عامل تاییدی در خروجی نرم افزار، شاخص های برازش به صورت کامل ، نه تک تک گزارش شده است.
مقیاس منابع اقتدار اخلاقی2(وایت ،1997)
مقیاس منابع اخلاقی، تاثیر مختلف منابع اقتدار اخلاقی (به عنوان مثال خانواده معلمان) را روی تصمیم گیری های اخلاقی ارزیابی می کند. مقیاس منابع اخلاقی شامل هفت سوال اخلاقی است که شرکت کنندگان پاسخ بلی یا خیر می دهند و قضاوتهای خود را در قالب پاسخ های باز به هر سوال عرضه می کنند. سپس، شرکت کنندگان بر اساس مقیاس لیکرت 10 درجه ای ازصفر(تاثیر خیلی کم) تا 10 (بسیار تاثیر گذار) ، مقدار تاثیر منابع مختلف رادرتصمیم گیری اخلاقی مشخص می سازند. هفت منبع تاثیر یا منابع تاثیر اخلاقی عبارتند:1) خودعلاقه مندی1 2) خانواده2 3) معلمان ، دوستان و رسانه ها 4) بهزیستی جامعه3 5 ) برابری4 (6) موسسات مذهبی و 7)موسسات دولتی . نمره کلی برای هر منبع اخلاقی محاسبه می شود،که نمره بالا نشانگر تاثیر قوی است. خرده مقیاس های منابع اخلاقی، از 0تا 70 درجه بندی می شوند. پایایی آلفای کرونباخ برای خرده مقیاس های آزمون منابع اخلاقی بین 85/.تا 93/. ، و همچنین همبستگی آزمون مجدد برای هر مقیاس در یک دوره یک ماهه بین 98تا 95 صدم گزارش شده است.مقیاس منابع اخلاقی با آزمون موضوعات اخلاقی روایی همگرا و با آزمون دیدگاههای اخلاقی4 (وایت ، 1997) روایی واگرا دارد..
پایایی مقیاس منابع اقتدار اخلاقی:به منظور بررسی میزان همسانی درونی، از روش آلفای کرونباخ استفاده شد و ضریب آن برابر 87/0 به دست آمد. پایایی آلفای کرونباخ برای خرده مقیاس های آزمون منابع اخلاقی نیز، بین 93/. تا 85/. محاسبه شد.
روایی سازه: ساختار عاملی این آزمون ،در دو مرحله و با دو روش تحلیل عاملی اکتشافی و تحلیل عاملی تاییدی مورد بررسی قرار گرفت:
الف) تحلیل عاملی اکتشافی
با استفاده از روش تحلیل مولفه های اصلی، ساختار عاملی مقیاس مورد بررسی قرار گرفت. ماتریس همبستگی سوالات نشان داد که همه سوالات دارای همبستگی دو تایی بالای 4/0 هستند. مقدار شاخص کفایت نمونه برداری برابر با 915/0 و اندازه آزمون کرویت بارتلت با درجه آزادی 1176 در سطح p<0.001 برابربا 70/10136، هر دو معنادار بود. میزان قطر ماتریس همبستگی های ضد تصویری نیز، همگی بالاتر از 5/0 بود،که مجموعه این شاخص ها، قابلیت انجام تحلیل عاملی را نشان می داد. همچنین جدول ارزش های ویژه، بار ارزشی بالاتر از یک را نشان می داد. با معرفی این سه عامل در این آزمون، چرخش عوامل با چرخش متمایل، سوالات آزمون را تحت چهار عامل مجزا معرفی کرد.
جدول شماره 3-3، با چهار عامل، بار عاملی سوالات آزمون را نشان می دهد.

جدول شماره 3-3 ، ماتریس چرخش یافته عامل های مقیاس اقتدار اخلاقی

عامل ها
سوال
عامل ها
سوال

4
3
2
1

4
3
2
1

.678
.610
.575
.561
.548
.544
.451

A2s
A2j
A2a
A2b
A2t
A2p
Ap5

.614
.613
.606
.569
.558
.544
.528
.524
.518
.488
.475

.692
.607
.598
.532
.503
.491
.480
.455

.723
.638
.637
.610
.609
.581
.576
.576
.575
.562
.553
.536
.533
.524
.518
.509

A7a
A4t
A5t
A4a
A4p
A4s
A3d
A2d
A3p
A4b
A6a
A3a
A6t
A3t
A3j
A1t
A1p
A3b
A1d
A1a
A1j
A4j
A1b
A1s
A7d
A7t
A7p
A4d
A5d
A7b
A6p
A7j
A7s
A6b
A5s

توضیح: 652N= عامل1 ، خود علاقه مندی عامل2 ، خانواده عامل ،3 معلمان،دوستان ورسانه ها عامل4 ،بهزیستی جامعه
به بیان دقیق تر،مقیاس منابع اخلاقی، دارای چهار عامل ارزشمند بزرگتر از یک است: عامل اول با ارزش ویژه ی07/ 11 به تبیین 46/22 درصد از واریانس ، عامل دوم نیز با ارزش 97/2،به تبیین 08/6درصد کل واریانس، عامل سوم با ارزش ویژه 189/2 به تبیین 46/4 درصد کل آزمون و عامل چهارم با ارزش ویژه ی 69/1 به تبیین 45/3 درصد از کل آزمون پرداخته است.

تحلیل عاملی تاییدی
به منظور تایید ساختار عاملی به دست آمده و آزمون قدرت، معنا داری سهم هر یک از عوامل در اندازه گیری اقتدار اخلاقی، با استفاده از برنامه لیزرل تحلیل عاملی تاییدی انجام شده است، جدول شماره3-4، مهمترین پارامترهای اندازه گیری سازه را نشان می دهد.

جدول شماره ی 3- 4، پارامتر های الگوی اندازه گیری منابع اقتدار اخلاقی
پارامتر
عامل
برآورد پارامترها
پارامتر استاندارد B
خطای معیار
t
خود علاقه مندی
55/17
72/0
95/0
68/18
خانواده
45/8
68/0
49/0
42/17
معلمان، دوستان و رسانه
04/12
73/0
64/0
96/18
جامعه
53/7
67/0
44/0
02/17

مقادیر پارامتر استاندارد برای هر یک از عوامل، نشان دهنده قدرت بار عاملی آنها روی مقیاس منابع اقتدار اخلاقی است و مقادیر t بزرگتر از 2 نیز معناداری این سهم را نشان داد. بر اساس این مقادیر، عوامل استخراج شده از آزمون منابع اقتدار اخلاقی با توان بالا ، منابع اقتدار اخلاقی دانش آموزان را اندازه گیری می کنند. جدول شماره 3-5، شاخص های نیکویی برازش الگوی حاصل از تحلیل عامل تاییدی را که حاکی از خوبی برازش الگو با داده های مشاهده شده است، نشان می دهد.
جدول شماره3-5شاخص های نیکویی برازش الگوی اندازه گیری منابع اقتدار اخلاقی

مجذور خی
درجه آزادی
سطح معنی داری
ریشه خطای میانگین مجذورات تقریب
شاخص نیکویی برازش
شاخص تعدیل شده نیکویی برازش
90/929
6
001/0
0063/0
1
99/0

مهمترین آماره برازش، آماره مجذور خی دو1 است. این آماره، میزان تفاوت ماتریس مشاهده شده و برآورد شده را اندازه گیری می کند. عدم معناداری این آماره، نشان دهنده برازش مدل با داده ها است؛ ولی ایراد این آماره حساس بودن نسبت به حجم نمونه است؛ یعنی در نمونه های با حجم بالا، امکان عدم معنا داری آن کاهش می یابد. مقدار کمتر از 5/. برای شاخص ریشه خطای میانگین مجذورات تقریب و مقادیر بالاتر از 9/0 برای شاخص نیکویی برازش و شاخص تعدیل شده نیکویی برازش، به عنوان ملاک های انطباق الگو با داده های مشاهده شده در نظر گرفته می شود. به این ترتیب ، متغیر منابع اقتدار اخلاقی با نشانگر نسبتا قوی، به عنوان یکی از متغیر های برون زای تحقیق معرفی می شود.
پرسشنامه خود گزارشی خانواده( (بیورز و هامپسون، 1990)
این پرسشنامه از 36 سوال تشکیل شده که برای تعیین ناکارآمدی خانواده به کار گرفته می شود.آزمودنی ها هر جمله توصیفی را بر اساس لیکرت 5 درجه ای پاسخ می دهند. پرسشنامه خودگزارشی خانواده ، پنج مقیاس دارد که عبارتند از:سلامتی / شایستگی ، تعارض، به هم پیوستگی ، رهبری و بیانگری. نمرات بالا، نشانگر ناکارآمدی بالا است ( هادلی ، هولوی ، و مالینک رودت ،1993). مقیاس خودگزارشی خانواده، از ویژگی های روان سنجی مناسبی نیز برخوردار است. برای نمونه، همسانی درونی برای هر مقیاس بین 88/. و 84/. (آلفای کرونباخ)، ، و همبستگی پایایی بازآزمایی در دوره زمانی 1تا3 ماهه بین 44/. تا 85/. گزارش شده است . علاوه براین، هبستگی معنی داری بین مقیاس خودگزارشی خانواده و مقبولیت اجتماعی دست نیامد( بیور و هامپسون ، 1990).
نمره گذاري :
شايستگي / سلامتي
36 و 35 و 33 و 28 و 27- و 25- و 24- و 21 و 20 و 19- و 18- و 17 و 16 و 15 و12 و6 و4 و3 و2 (ميانگين 19 سوال)
تعارض: 34 و 31- و 30- و 25- و 24- و 18- و 14- و 10- و 8- و 7 و 6 و 5-
(ميانگين 12 سوال)
پيوستگي : 36 و 27- و 19- و 15 و 2 (ميانگين 5 نمره)
رهبري : 32 و 16 و 8 – (ميانگين 3 نمره)

پایایی مقیاس محیط خانوادگی ناکارآمدی: به منظور بررسی میزان همسانی درونی، از روش آلفای کرونباخ استفاده شد و ضریب آن برابر 90/0به دست آمد.
روایی سازه: ساختار عاملی این آزمون، در دو مرحله و با دو روش تحلیل عاملی اکتشافی و تحلیل عاملی تاییدی ،مورد بررسی قرار گرفت.

الف) تحلیل عاملی اکتشافی
با استفاده از روش تحلیل مولفه های اصلی، ساختار عاملی مقیاس مورد بررسی قرار گرفت. ماتریس همبستگی سوالات نشان داد که همه سوالات، دارای همبستگی دو تایی بالای 40/0 هستند. مقدار شاخص کفایت نمونه برداری 933/0 و اندازه آزمون کرویت بارتلت با درجه آزادی p<0.001 برابر با 772/6391، هردو معنا دار بود. میزان قطر ماتریس همبستگی های ضد تصویری نیز همگی بالاتر از 5/0 بود، و مجموعه این سه شاخص، قابلیت انجام تحلیل عاملی را نشان می داد. همچنین جدول ارزش های ویژه، دو مولفه را با بار ارزشی بالاتر از یک نشان می داد،که با معرفی دو عامل در این آزمون، چرخش عوامل با متمایل، سوالات آزمون را تحت دو عامل مجزا معرفی کرد.
جدول شماره3-6 بادو عامل، بار عاملی سوالات آزمون را نشان می دهد.
سوال
عامل ها

1
2
12
68/0

20
67/0

28
66/0

9
65/0

1
64/0

21
63/0

33
62/0

11
61/0

17
59/0

22
57/0

3
56/0

26
55/0

2
54/0

16
54/0

35
53/0

24
52/0

36
51/0

25

73/0
18

71/0
14

68/0
30

60/0
27

59/0
10

57/0
13

54/0
24

52/0
19

52/0
23

51/0

با توجه به متن سوالات و اختصاص آنها به حوزه های محتوایی، عامل اول به نام «سلامت و شایستگی» و عامل دوم به نام «تعارض و پیوستگی» نامگذاری شد. جدول واریانس های استخراجی نیز نشان داد که عوامل مذکور به ترتیب 48/24، 39/7 و در مجموع 88/31 درصد واریانس مقیاس ناکارآمدی خانواده را تبیین می کنند. برای انطباق بیشتر نتایج تحلیلی عاملی گزارش شده، نتایج این تحلیل ، مبنای تحلیل تاییدی قرار گرفت .
تحلیل عاملی تاییدی
به منظور تایید ساختار عاملی به دست آمده و آزمون قدرت ، معنا داری سهم هر یک از عوامل در اندازه گیری ناکارآمدی خانواده ، تحلیل عامل تاییدی با استفاده از برنامه لیزرل انجام شد.
جدول شماره3-7 ،مهمترین پارامتر های اندازه گیری سازه را نشان می دهد.

جدول شماره 3-7، پارامتر های الگوی اندازه گیری ناکارآمدی خانواده در تحلیل عامل تاییدی
پارامتر
عامل
برآورد پارامترb
پارامتر استاندارد B
خطای معیار
t
سلامت و شایستگی
12/10
1
28/0
73/35
تعارض/ پیوستگی
17/4-
56/0-
27/0
39/15-

میزان پارامتر استاندارد برای هر یک از عوامل، نشان دهنده ی قدرت بار عاملی آنها روی مقیاس ناکارآمدی خانواده بوده ، مقادیر بزرگتر از 2 نیز معناداری این سهم را نشان داد. بر اساس این مقادیر، عوامل استخراج شده ازآزمون ناکارآمدی خانواده، با توان نسبتا خوبی، ناکارآمدی خانواده ،را اندازه گیری می کند.
با توجه به برازش کامل مدل داده در تحلیل عامل تاییدی در خروجی نرم افزار، شاخص های برازش به صورت کامل نه انفرادی گزارش شده است .
شاخص واکنش بین فردی1 (داویس، 1996)
شاخص واکنش بین فردی، یک پرسشنامه 28 سوالی است که در برگیرنده رویکرد چهار بعدی به همدلی است و تمایلات گرایشی در چهار رویه را می سنجد: دیدگاه گیری، علاقه ی همدلانه، استرس فردی، وخیالبافی. دیدگاه گیری، به قبول دیدگاه دیگری به طورخودکار اشاره می کند. علاقه همدلانه دربرگیرنده تمایل به تجربه احساسات دلسوزانه نسبت به افراد بد شانس است.
استرس فردی، شامل تمایل به تجربه ی آشفتگی و عدم احساس راحتی در مقابل کسانی است که بالاترین استرس را دارند. خیالبافی شامل تمایل به انتقال به موقعیت های ساختگی است(داویس،1996) . شرکت کنندگان، این چهار تمایل موقعیتی را بر اساس مقیاس 5 لیکرتی (نمره صفر برای عدم توصیف خوب ، نمره 4 برای توصیف بسیار عالی) نمره گذاری کردند. هر حوزه یا مقیاس از 0 تا 28 نمره گذاری شده و هرخرده مقیاس، شامل هفت سوال است که نمرات بالاتر نمایانگر همدلی بالاست. همسانی درونی مناسب برای خرده مقیاس های شاخص واکنش بین فردی، بین 78/. تا70/. و پایایی آزمون مجدد در یک دوره دو ماهه، بین 81/. تا 61/. گزارش شده است(داویس، 1996).
پایایی واکنش بین فردی: به منظور بررسی میزان همسانی درونی، از روش آلفای کرونباخ استفاده شد و ضریب آن برابر با67/0 به دست آمد. همچنین پایایی آلفای کرونباخ برای خرده مقیاس های آزمون واکنش بین فردی ، بین
69 /. تا 61/. بدست آمد.
روایی سازه:ساخنار عاملی این آزمون در دو مرحله و با دو روش تحلیل عاملی ،اکتشافی و تحلیل عاملی تاییدی مورد بررسی قرار گرفت

28 سوال چهار بعد همدلي
28 و 25 و 21 و 15 و 11 و 8 و 3 = ديدگاه گيري
22 و 20 و 18 و 14 و 9 و 4 و 2 = علاقمندي
27 و 24 و 19 و 17 و 13 و 10 و 6 = استرس فردي
12 و 26 و 23 و 16 و 7 و 5 و 1 = خيالبافي
سوالات زير به صورت معكوس نمره گذاري مي شود:
19 و 18 و 15 و 14 و 13 و 12 و 4 و 7 و 3
الف) تحلیل عاملی اکتشافی
با استفاده از روش تحلیل مولفه های اصلی، ساختار عاملی مقیاس، مورد بررسی قرار گرفت. ماتریس همبستگی سوالات نشان داد که همه سوالات، دارای همبستگی دوتایی بالای 35/0 هستند. مقدار شاخص کفایت نمونه برداری برابربا 766/0و اندازه آزمون کرویت بارتلت با درجه آزادی 378 در سطح p<0.001 برابر با294/2346 است ،که هر دو معنا دار بود و مجموعه این سه شاخص، قابلیت انجام تحلیل عاملی را نشان می داد. همچنین جدول ارزشهای ویژه ، بار ارزشی بالاتر از یک را نشان می داد.
با معرفی4 عامل در این آزمون، چرخش عوامل با چرخش متمایل، سوالات آزمون را تحت چهار عامل مجزا معرفی کرد.
جدول شماره 3-8 ،تحت چهار عامل بار عاملی سوالات آزمون را نشان می دهد.

جدول شماره ی 3-8، ماتریس چرخش یافته عوامل آزمون واکنش فردی
سوال
عامل ها

1
2
3
4
10
57/0

20
55/0

6
54/0

17
53/0

24
51/0

27
44/0

13

67/0

18

60/0

14

55/0

12

59/0

4

49/0

25

60/0

19

57/0

21

56/0

28

55/0

8

45/0

11

44/0

22

42/0

9

40/0

23

73/0
16

72/0
5

59/0
26

58/0

با توجه به متن سوالات و اختصاص آنها به حوزه های محتوایی، عامل اول به نام «انتخاب دیدگاه»، عامل دوم به نام «علاقه همدلانه»، عامل سوم به نام «آشفتگی فردی» و عامل چهارم « خیال پردازی» نامگذاری شد.جدول واریانس های استخراجی نیز نشان داد که عوامل مذکور، به ترتیب 04/13، 45/8، 47/6 و 69/4 درصد و در مجموع 26/37 درصد از واریانس، واکنش فردی را تبیین می کنند.
برای انطباق بیشتر نتایج تحلیل عاملی گزارش شده، نتایج این تحلیل، مبنای تحلیل عاملی قرار گرفت.

تحلیل عاملی تاییدی
به منظور تایید ساختار عاملی به دست آمده و آزمون قدرت معناداری سهم هریک از عوامل و اندازه گیری واکنش فردی ، با استفاده از برنامه لیزرل ،تحلیل عاملی تاییدی انجام شد.
جدول شماره ی3-9 ،مهمترین پارامتر های اندازه گیری سازه را نشان می دهد.

جدول شماره ی3 -9 ، پارامترهای اندازه گیری واکنش فردی
پارامتر
عامل ها
برآورد پارامتر b
پارامتر استاندارد B
خطای معیار
t
انتخاب دیدگاه
49/2
56/0
27/0
33/9
علاقه همدلانه
16/0
04/0
19/0
85/0
آشفتگی فردی
89/1
42/0
23/0
12/8
خیالپردازی
11/2
64/0
21/0
84/9

مقادیر پارامتر استاندارد برای هر یک از عوامل، نشان دهنده قدرت بار عاملی آنها روی واکنش فردی بوده، مقادیر بزرگتر از 2 نیز معناداری این سهم را نشان می دهد. براساس این مقادیر، عوامل استخراج شده از آزمون واکنش بین فردی با توان نسبتا خوبی، واکنش بین فردی دانش آموزان را اندازه گیری می کنند.
جدول شماره 3-9 شاخص های نیکویی برازش الگوی حاصل از تحلیل عاملی تاییدی را که حاکی از خوبی برازش الگو با داده های مشاهده شده است ، نشان می دهد .
جدول3-10، شاخص های نیکویی برازش الگوی اندازه گیری واکنش بین فردی
خی دو
درجه آزادی
سطح معنا داری
ریشه خطای میانگین مجذورات تقریب
شاخص نیکویی برازش
شاخص تعدیل شده نیکویی برازش
06/186
6
001/0
012/0
99/0
93/0

مهمترین آماره برازش ،آمار مجذور خی است. این آماره، میزان تفاوت ماتریس مشاهده شده و برآورد شده را اندازه می کند. عدم معناداری این آماره، برازش مدل را با داده ها نشان می دهد، ولی ایراد آن ، حساس بودن آن نسبت به حجم نمونه است، یعنی در نمونه های با حجم بالا امکان عدم معناداری آن کاهش می یابد و مقدار کمتر از 5% برای شاخص ریشه خطای میانگین مجذورات تقریب و مقادیر بالاتر از 9% برای شاخص نیکویی برازش و شاخص تعدیل شده نیکویی برازش، به عنوان ملاک انطباق الگو با داده های مشاهده شده در نظر گرفته می شود. به این ترتیب، متغیر واکنش بین فردی با 4 نشانگر، به عنوان یکی دیگر از متغیر های درون زای تحقیق معرفی می شود.
آزمون قضاوت اخلاقی1() (لیند،2006)
آزمون قصاوت اخلاقی، شایستگی در رشد قضاوت اخلاقی را می سنجد. تعریف کلبرگ(1964) از شایستگی قضاوت اخلاقی عبارت است، از توانایی تصمیم گیری و قضاوت هایی که اخلاقی هستند(یعنی بر اساس اصول درونی) وعمل کردن مطابق با این قضاوت ها. بر اساس آزمون قضاوت اخلاقی ، آزمودنی ها با دونوع معماء روبه رو می شوند و باید قضاوت کنند که با رفتار شخصیت معماء بر اساس مقیاس درجه بندی لیکرت 7 گزینه ای موافق هستند(3- کاملا مخالف ، 3+کاملا موافق). سپس دوازده بحث متفاوت (شش بحث موافق وشش بحث مخالف)ارائه می شود و شرکت کنندگان ملزم هستند براساس لیکرت نه درجه ای (4- کاملا مخالف و4+ کاملا مخالف ) در ارتباط با بحث های ارائه شده اظهار نظر کنند.باید افزود که بحث ها مطابق با شش مرحله رشد اخلاقی کلبرگ است.
نمره گذاری آزمون قضاوت اخلاقی، شامل محاسبه ی نمره ی c (شاخص c) است. نمره c از 0 تا 100 درجه بندی شده،نشان دهنده ی و درصد پراکندگی کلی فرد در قضاوتهایش از کیفیت اخلاقی بحث های ارائه شده است. به عبارت دیگر، نمره C همسانی در قضاوت های اخلاقی را منعکس می کند. نمرهC می تواند درقالب یکی از شش دامنه ( فرم) زیر نشان داده شود: (9-1) خیلی پایین ،(19-10) پایین، (29-20) متوسط ، (39-30)بالا،(49-40)خیلی بالا ،(بالاتر از 50) فوق العاده بالا. میانگین نمرهcبرای هر نمونه محاسبه شده باید در محدوده ی 10 و40 قرار گیرد(لیند، 2006).آزمون قضاوت اخلاقی در حدود 30 کشور و30 زبان مختلف کار گرفته شده و پایایی آزمون مجدد برای این آزمون در یک دوره یک ماهه، در حدود 90/. گزارش گردیده است(لیرکیانبونکیت، لاهاویریانون و تیو ، 2006). میانگین نمره C 01/19 (میانه :61/15، انحراف استاندارد:25/15) پایین ترین نمره آن 9/. وبالاترین نمره C 53/76 است.

پایایی مقیاس قضاوت اخلاقی: برای برآورد پایایی، از روش آلفای کرونباخ استفاده شده ، ضریب آن برابر با75/0 به دست آمد.
روایی سازه: ساختار عاملی این آزمون، از طریق روش تحلیل عاملی اکتشافی مورد بررسی قرار گرفت.
تحلیل عاملی اکتشافی:
با استفاده از روش تحلیل مولفه های اصلی، ساختار عاملی مقیاس مورد بررسی قرار گرفت .ماتریس همبستگی سوالات نشان داد که همه سوالات، دارای همبستگی دو تایی بالای 30/0 هستند. مقدار شاخص کفایت نمونه برابر با 813/0 و اندازه آزمون کرویت بارتلت با درجه آزادی 276 در سطح p<0.001 برابر با 222/2995، هر دو معنا دار بود. میزان قطر ماتریس همبستگی های ضد تصویری نیز، همگی بالاتر از 5/0 بود ،که مجموعه این سه شاخص، قابلیت انجام تحلیل عاملی را نشان می دهد.
همچنین جدول ارزشهای ویژه، مولفه ای را با ارزش بالاتر از یک را نشان می دهد. با معرفی این عامل در این آزمون، چرخش عوامل با چرخش متمایل،تحت یک عامل مجزا سوالات آزمون را معرفی کرد.
جدول شماره 3-11، بار عاملی سوالات آزمون را، تحت یک عامل نشان می دهد.
جدول شماره3-11 ، ماتریس چرخش یافته ی عامل آزمون قضاوت اخلاقی
12
md
65/0
13
md
59/0
16
md
57/0
13
mw
50/0
11
mw
49/0
15
mw
48/0
5
mw
44/0
2
mw
43/0
3
md
42/0
12
mw
41/0
2
md
40/0
4
mw
39/0
14
mw
37/0
15
md
34/0
11
mw
34/0
1
md
33/0
آزمون عاطفه خودآگاهی1(تانجری و دیرینگ ، 2007)
آزمون عاطفه ی خودآگاهی، یک آزمون 44 سوالی است که حالت های هیجانی شرم وگناه را از همدیگر متمایز کرده، وبه آزمایش شونده ها اجازه می دهد که در یک مقیاس، مستقل از مقیاس دیگر باشند.علاوه بر این، چنین مقیاسی بر اساس اصطلاحات رفتاری است و نه بر اساس زبان انتزاعی. آزمون عاطفه خودآگاهی ، ارائه کننده 11سناریوی رفتاری متفاوت است، و آزمایش شونده ها باید چگونگی عملکرد واحساس خود را در آن موقعیت واقع قرار گرفته، بر اساس لیکرت 5 درجه ای مشخص کنند( احتمال بسیار کم1 ، احتمال بسیار زیاد 5)،که هرگزینه یک مقیاس را نشان می دهد(به عنوان مثال شرم ، احساس گناه ،درونی کردن ) برای مثال، سناریو ممکن است به این شکل باشد: “به هنگام بازی در زمین و ارسال توپ ، توپ به صورت دوستتان برخورد می کند ” با درجه بندی گزینه های ممکن :” ممکن است احساس بی کفایتی کنید، مبنی بر اینکه چرا توپ را انداختید” و”ممکن است معذرت خواهی کنید تا مطمئن شوید که دوستتان احساس بهتری دارد”. خرده مقیاس های شرم واحساس گناه نسخه ی کوتاه شده ی آزمون عاطفه خودآگاهی، به ترتیب با خرده مقیاس های احساس گناه و شرم نسخه طولانی آزمون عاطفه خودآگاهی همبستگی 93/. و94/ دارد. پایای همسانی درونی برای خرده مقیاس ها، به شرح زیر است:شرم بین 88/. تا 77/. و احساس گناه بین77/. تا 83/.
نمره گذاري عاطفه خودآگاهي
1a , 2b , 3a , 4b , 5a , 6a , 7c , 8a , 9b , 10a ,11b. = شرم
1b , 2a , 3c , 4c, 5c, 6c , 7b , 8c , 9c , 10c , 11a = احساس گناه

پایایی خرده مقیاس شرم:به منظور بررسی میزان همسانی درونی، از روش آلفای کرونباخ استفاده شد و ضریب آن برابر با54/0 دست آمد.
روایی سازه: ساختار عاملی این آزمون، با روش تحلیل عاملی اکتشافی مورد بررسی قرار گرفت.
تحلیل عاملی اکتشافی:
با استفاده از روش تحلیل مولفه های اصلی ساختار عاملی، مقیاس مورد بررسی قرار گرفت. ماتریس همبستگی سوالات نشان داد که همه سوالات، دارای همبستگی دو تایی 30/0 هستند. مقدار شاخص کفایت نمونه برداری 625/0 و اندازه آزمون کرویت بارتلت با درجه آزادی 55 در سطح p<0.0001 برابربا 77/3765، هر دو معنا دار بود. مقادیر قطر ماتریس همبستگی های ضد تصویری نیز، همگی بالاتر از 5/0 بود ،که مجموعه این سه شاخص، قابلیت انجام تحلیل عاملی را نشان می داد.
همچنین جدول ارزش های ویژه یک مولفه را با ارزش بالاتر از یک نشان می دهد. با معرفی این عامل در این آزمون، چرخش عوامل با چرخش متمایل تحت یک عامل مجزا سوالات آزمون، را معرفی کرد.

جدول شماره3-12 ،بار عاملی سوالات آزمون را، تحت یک عامل نشان می دهد.
سوال
عامل 1
E3a
0.58
E10a
0.57
E5a
0.54
E4b
0.50
E8a
0.48
E1a
0.35
E6b
0.38
E9b
0.36

پایایی خرده مقیاس گناه :به منظور بررسی میزان همسانی درونی، از روش آلفای کرونباخ استفاده شد و ضریب آن برابربا 60/0 به دست آمد.
روایی سازه: ساختار عاملی این آزمون، با روش تحلیل عاملی اکتشافی مورد بررسی قرار گرفت.
تحلیل عاملی اکتشافی
با استفاده از روش تحلیل مولفه های اصلی، ساختار عاملی مقیاس مورد بررسی قرار گرفت. ماتریس همبستگی سوالات نشان داد که همه سوالات، دارای همبستگی دوتایی بالای 30/0 هستند. مقدار شاخص کفایت ورود نمونه برداری 734/0 و اندازه آزمون کرویت بارتلت با درجه آزادی 55 در سطح p<0.0001 برابر با317/576 هر دو معنا دار بودند. مقادیر قطر ماتریس همبستگی های ضد تصویری نیز، همگی بالاتر از 5/0 بود ، که مجموعه این سه شاخص، قابلیت انجام تحلیل عاملی را نشان داد.
همچنین، جدول ارزش های ویژه یک مولفه را با ارزش بالاتر از یک نشان می دهد. با معرفی این عامل در این آزمون، چرخش عوامل با چرخش متمایل، سوالات آزمون را تحت یک عامل مجزا معرفی کرد.
جدول شماره 3-13 ، بار عاملی سوالات آزمون را تحت یک عامل نشان می دهد.

سوال
عامل 1
E10c
0.69
E9c
0.64
E2a
0.63
E5c
0.58
E11a
0.49
E6c
0.38
E8c
0.36
E7b
0.34

روش تحليل داده ها
به منظور تحليل داده ها (اطلاعات) و آزمون فرضیه هاي پژوهش، از روش مدل يابي معادلات ساختاري استفاده شده است.
مدل يابي معادله ساختاري، يك تكنيك تحليلی چند متغيري بسيار كلي و نيرومند از خانواده رگرسيون چند متغيري و به بيان دقيق تر، بسط مدل خطي كلّي است كه به پژوهشگر امكان مي‌دهد مجموعه اي از معادلات رگرسيون را به صورت هم زمان، مورد آزمون قرار دهد. مدل يابي معادله ساختاري، يك رويكرد آماري جامع براي آزمون فرضيه هايي درباره روابط بين متغيرهاي مشاهده شده و مكنون است، كه گاه تحليل ساختاري كوواريانس، مدل يابي علّي و گاه نيز لیزرل ناميده مي شود؛ اما اصطلاح غالب در اين روزها، مدل يابي معادله ساختاري يا به گونه خاص SEM1 است. نرم افزار لیزرل به عنوان يكي از پيشرفتهاي روش شناختي نويد بخش در علوم اجتماعي و علوم رفتاري ،مي تواند مدلهاي سنتي را مورد آزمون قرار دهد و در عين حال امكان بررسي روابط و مدلهاي پيچيده تري مانند تحليل عاملي تأييدي و تحليل سريهاي زماني را نيز فراهم کرده، و كاربرد داده هاي همبستگي، آزمايشي و غير آزمايشي را براي تعيين ميزان موجه بودن مدلهاي نظري در يك جامعه خاص امكان پذير سازد.
به سبب آنكه بسياري از مسائل تاريخي، منطقي و فلسفي تاكنون حل نشده باقي مانده است، آزمون پيوند هاي علّي بين متغير ها و انديشه توانا بودن آماري براي تحقق يك مدل علّي نيز، تا حد زيادي با اصطلاح مدل ساختاري جانشين شده است. اين مطلب، متضمن توصيف روابط كمابيش ثابت بين شرايط يا واقعيتهاي اجتماعي مرتبط با يكديگر است،كه مي توان آن را آشكار کرده، از طريق روشهاي آماري مورد آزمايش قرار داد(هومن، 1384).
اين روش آميزه اي از رگرسيون، تحليل مسير و تحليل عاملي تأييدي است. در اين روش، دو گروه متغير وجود دارد: متغير نهفته يا مكنون و متغيرهاي مشاهده شده يا آشكار. متغير نهفته مستقيماً قابل مشاهده نبوده ، از طريق متغيرهاي مشاهده شده سنجيده مي شود. متغيرهاي مشاهده شده، سنجه هايي هستند كه از طريق آن ها، متغير هاي نهفته اندازه گيري يا سنجيده مي شوند. متغير هاي فوق به دو گروه برونزا و درونزا نيز تقسيم مي شوند، که متغير هاي برونزا و درونزا در اين روش به ترتيب معادل متغيرهاي مستقل و وابسته در پژوهش هاي آزمايشي و غير آزمايشي هستند.
با بهره گيري از روش معادلات ساختاري، مي توان همزمان دو مدل ساختاي و اندازه گيري را بررسي نمود. مدل اندازه گيري يا قسمت تحليل عاملي تأييدي، مشخص مي كند كه چگونه متغيرهاي نهفته يا سازه هاي فرضي در قالب تعدادي متغير قابل مشاهده، اندازه گيري شده اند. قسمت مدل ساختاري يا تابع ساختاري، روابط علّي بين متغيرهاي نهفته را مشخص مي سازد.
به عبارت ديگر، الگوي اندازه گيري، سئوالات مربوط به روايي و پايايي متغيرهاي مشاهده شده، و الگوي تابع ساختاري، سئوالات مربوط به قوت يا شدت روابط علّي بين متغير هاي نهفته و مقدار واريانس تبيين شده در كل الگو را پاسخ مي دهد.يك مدل ساختاري، به محقق اجازه مي دهد تا خطاي اندازه گيري، بارهاي عاملي و پارامترهاي ساختاري را به طور همزمان برآورد كند (قاضي طباطبايي، 1374).
يك مدل تابع ساختاري (ليزرل)، روابط بين متغيرهاي نهفته در قالب متغيرهايي برونزا يا متغير ξ (KSI) و متغيرهاي درونزا يا متغير η (ETA) را، از طريق بردارهایي كه از متغيرهاي ξ به طرف متغيرهاي η كشيده مي شود، مشخص مي کند و شامل پارامترهاي ذيل است:
ضرايب(BETA) β : نشان دهنده ی تأثير متغير هاي نهفته درونزا η (ETA) بر ديگر متغيرهاي درونزاي ‌الگو.
ضرايب(GAMMA) γ : نشان دهنده ی تأثير متغيرهاي نهفته برونزا ξ (KSI) بر متغير هاي درونزاي ‌الگو.
ضرايب(PHI) φ: نشان دهنده ی كوواريانس بين متغيرهاي برونزا ξ (KSI)
ضرايب (PSI) ψيا (ZETA)ζ : نشان دهنده ی واريانس و كوواريانس خطاها در مدل ساختاري يا ميزان واريانس تبيين نشده در مدل علّي است.
همچنين در يك مدل اندازه گيري، هر متغير نهفته و متغيرهاي مشاهده شده اندازه گيرنده آن ،در قالب بردارهايي كه از متغير نهفته به سوي هر يك از متغيرهاي مشاهده شده كشيده مي شود، مشخص مي گردد و شامل پارامترهاي ذيل است :
Υ: متغيرهاي مشاهده شده و اندازه گيرنده ی متغيرهاي نهفته درونزا η (ETA).
Χ : متغيرهاي مشاهده شده و اندازه گيرنده ی متغيرهاي نهفته برونزا ξ (KSI).
yλ (LAMBDA-Y): نشان دهنده ی بار عاملي يا بارگويه متغيرهاي مشاهدهΥ.
xλ (LAMBDA-X): نشان دهنده بار عاملي يا بارگويه متغيرهاي مشاهده Χ .
εθ (THETA-EPSILON): نشان دهنده ی خطاي اندازه گيري توأم با متغيرهاي مشاهده شدهΥ.
δθ (THETA-DELTA): نشان دهنده ی خطاي اندازه گيري توام با متغيرهاي مشاهده شده Χ .
هر مسير ترسيم شده در الگو، داراي پارامترهاي غير استاندارد، استاندارد شده، خطاي اندازه‌گيري و مقدار t براي آزمون معناداري است. معمولاً مقادير t مساوي يا بزرگتر از 96/1±، معني دار تلقي مي شود. برنامه ليزرل پس از برآورد اين شاخص ها، قدرت برازش يك الگو با داده هاي مشاهده شده را با ارائه شاخص هاي نيكوئي برازش ارزيابي مي كند(قاضي طباطبايي، 1374).
اهم شاخص هاي برازندگي مدل ها عبارتند از:
مجذور كاي (2X): وقتي حجم گروه نمونه برابر با 75 تا 200 باشد، مقدار مجذور كاي، اندازه ای معقول براي برازندگي است؛ اما براي مدلهاي با n بزرگتر، مجذور كاي در بیشتر اوقات از لحاظ آماري معنادار است. علاوه بر اين، مجذور كاي تحت تأثير مقدار همبستگي هاي موجود در مدل نيزاست؛ هر چه اين همبستگي ها زيادتر باشد، برازش ضعيف تر است(هومن، 1384). به همين دليل براي برازش مدلها، اندازه هاي ديگري توسعه يافته است.
نسبت: در موارد معنادار شدن اندازه ی ‍ مجذور كاي، درجه ی آزادي به عنوان اندازه هايي كه مي‌توان بر اساس آن بزرگي يا كوچكي2X را سنجيد، مطرح مي شود. هر چند اين شاخص ، فاقد يك معيار ثابت براي يك الگوي قابل قبول است، اما اندازه هاي كوچكتر از دو، اغلب به عنوان شاخصی مطلوب براي نيكويي برازش در نظر گرفته مي شود. با اين حال، افرادي مانند مارش، بالا، مك دونالد (1988، نقل از كالر، 2001) و مولر(1996، نقل از فان و واكر، 2000) مقادير تا پنج برابر درجه آزادي را به عنوان شاخص نيكويي برازش پذيرفته اند(كمالي، 1384).
ريشه خطاي ميانگين مجذورات تقريب(1RMSEA): اين اندازه كه به صورت اعشاري گزارش مي‌شود ، مبتني بر پارامتر غير مركزي است. اگر2X كوچكتر از درجه آزادي (df)، باشد، RMSEA برابر با صفر به دست مي آيد. اين شاخص، براي مدلهاي خوب برابر با 05/0 يا كمتر است. مدلهایي كه RMSEA آنها 10/0 يا بيشتر باشد، برازش ضعيفي دارند. براي اين شاخص، مي توان فاصله اعتماد محاسبه كرد. بهتر آن است كه حد پايين فاصله اعتماد، نزدیک به صفر باشد و حد بالايي آن خيلي بزرگ نباشد(هومن، 1384).
ريشه مجذور ميانگين باقيمانده (RMR2): معياري است براي اندازه گيري متوسط باقيمانده ها، و تنها در ارتباط با اندازه واريانس ها و كوواريانس ها، قابل تفسير است. به طور معمول، اين معيار هر چقدر كوچكتر باشد، حاكي از برازش بهتر است.
شاخص نيكوئي برازش(3GFI): اين اندازه، تحت تأثير حجم نمونه است و مي تواند براي مدلهايي كه به گونه ضعيفي فرمول بندي شده‌اند، بزرگ باشد. كميت اين شاخص از صفر تا يك، متغير است. اندازه يك، نشانه برازندگي كامل داده ها با الگو و صفر نشانه عدم برازندگي است. هر چه اين مقدار به يك نزديكتر باشد، نيكوئي برازش الگو بيشتر است.
شاخص تعديل شده نيكوئي برازش(4AGFI): با توجه به اينكه شاخص GFIتحت تأثير حجم نمونه است،AGFI تا حدي نسبت به حجم نمونه و درجات آزادي، معيار GFI را تعديل مي كند. اين شاخص نيز مي تواند از صفر تا يك متغير باشد و مقادير نزديك به يك، نشان دهنده نيكويي برازش الگو است. (هومن، 1384.، قاضي طباطبايي، 1374 ).
اگرچه از ميان شاخصهاي بالا، به طور كلي، RMSEA به عنوان يك شاخص مطلوب در نظر گرفته مي شود، اما درباره آنها توافقی وجود ندارد. بهتر آن ست كه همه آنها(مهمترين آنها) در گزارش قيد شود. شاخصهاي برازندگي، به طور كلي در دامنه ی بين صفر و يك قرار داده مي شوند. ضرايبي كه بالاتر از 90/0 باشند، قابل قبول تلقی مي شوند، هر چند اين نيز مانند سطح 05/0 P = ، اختياري است.
نكته قابل توجه در برازش داده ها با الگو، اين است كه با وجود تایید آن از سوی برازش مدل ساختاري، هرگز اثبات نمي شود كه آن مدل، تنها مدل معتبر است(هومن، 1384).
بررسي پيش فرض ها
برای اطمينان از برقرار بودن برخي از پيش فرض هاي معادلات ساختاري، آزمون پيش فرض ها انجام گرفت.
الف: نرمال بودن: يك قاعده متداول براي بررسي نرمال بودن، محاسبه كجي و كشيدگي در داده هاي جمع آوري شده است. زماني اين پيش فرض برقرار است كه میزان خطاي استاندارد كجي و كشيدگي بين 2± به دست آيد.
جدول14-3، شاخص هاي مورد نظر را بررسي كرده است
متغير ها
خطايي استاندارد كجي
خطايي استاندارد كشيدگي
ناکارآمدی خانواده
38/0
47/0
زندگی معنوی
19/0
46/0
انتساب به منابع اقتدار اخلاقی
36/0
62/0
همدلی
16/0
74/0
شرم
01/0
39/0
احساس گناه
52/0
08/0
اولویت های اخلاقی
20/0
18/0

جدول فوق نشان مي دهد كه پيش فرض نرمال بودن ، در داده هاي پژوهش حاضر وجود دارد.
ب: چندگانگي خطي: پديده ی چندگانگي خطي در مدل هاي رگرسيون، به معناي وجود همبستگي بالا ميان متغيرهاي مستقل است كه البته از نظر آماري نبايد بين متغيرهاي مستقل، اين حالت وجود داشته باشد؛ زيرا در اين صورت نمي توان اثر متغيرهاي مستقل را از همديگر جدا كرد. اگر همبستگي بين متغيرهاي مستقل بالاتر از 8/0 باشد، احتمال وجود چندگانگي خطي وجود دارد. دو آماره تولرنس8(تحمل)، و تورم واريانس9(VIF)، اين پيش فرض را آزمون مي كنند.
تولرنس، بين يك و صفر در نوسان است. تولرنس معادل صفر براي يك متغير ، بدين معناست كه اين متغير از طريق متغيرهاي مستقل ديگر، به طور كامل قابل پيش بيني است؛ و بنابراين همخطي كامل وجود دارد. اگر مقدار تولرنس متغيري مساوي يك باشد، مشخص مي شود كه متغير مورد نظر با ساير متغيرهاي مستقل ،كاملا ناهمبسته است، و زماني تورم واريانس وجود دارد كه شاخص مورد نظر بزرگتر از چهار باشد (مايلز و شولين 2001 ترجمه كيامنش و كبيري 1388).
درجدول 15-3، شاخص هاي مورد نظر از طريق رگرسيون و به روش همزمان براي اولویت های اخلاقی، مورد بررسي قرار گرفته است.

متغير ها
تولرنس
تورم واريانس
ناکارآمدی خانواده
974/0
026/1
زندگی معنوی
979/0
022/1
انتساب به منابع اقتدار اخلاقی
908/0
101/1
همدلی
933/0
072/1
شرم
937/0
067/1
احساس گناه
892/0
121/1

جدول فوق، عدم برقراري هم خطي چندگانه را، در داده هاي پژوهش ، تاييد مي كند.
فقدان داده های پرت: این آمار در هنگام جمع آوری پرسشنامه های پژوهش و ورود داده ها به نرم افزار، مورد توجه قرار گرفت، و پرسشنامه های ناقص از تحلیل کنار گذاشته شدند.
خطی بودن: این آماره، براساس ماتریس همبستگی قابل بررسی است. ماتریس همبستگی وجود رابطه خطی بین متغیرهای پژوهش را تایید می کند.

فصـل چهارم
تجزيه و تحلیل
داده ها ي پژوهش

در اين فصل، ابتدا شاخص هاي توصيفي عملكرد دانش آموزان در مقياس هاي باور ها و درگيري معنوي، محيط خانوادگي نا كارآمد ، واكنش بين فردي ، عاطفه خودآگاهي و شایستگی قضاوت اخلاقي به تفكيك ارائه مي شود .سپس ماتريس كوواريانس بين متغير هاي مشاهده شده و ماتريس كوواريانس بين متغير هاي نهفته، به عنوان داده ورودي برنامه ترسيم شده، به اين ترتيب مرحله اصلي تجزيه وتحليل اطلاعات آغاز مي گردد .
تجزيه وتحليل داده ها با آزمون الگوي فرضي تحقيق آغاز مي شود و سپس با تجزیه الگوهاي مذكور، سوال هاي تحقيق مورد بررسي قرار مي گيرند. در آزمون هرفرضيه، ضمن نمایش نمودار مسير به دست آمده ، پارامتر هاي الگوي اندازه گيري متغيرهاي نهفته (لامبداي x،Y)،ضرايب مسيرگاما، بتا و شاخص هاي نيكويي برازش كه انطباق الگوي به دست آمده با داده هاي موجود را آزمون مي كند، ارائه شده است .
پس از بررسي فرضيه هاي پژوهش، الگوي نهايي تحقيق با حضور همه متغيرهايي كه نشانی از همگرايي دادرند ، مورد آزمون قرار گرفته است. در الگوي نهايي برآمده از اين مطالعه نيز ، پارامترهاي الگوي اندازه گيري متغيرها، ضريب مسير بين متغيرهاي نهفته، ضرايب اثرات مستقيم ، غير مستقيم و كل متغيرها بر يكديگر و سرانجام شاخص هاي نيكويي برازش الگو، ارائه شده است. در پايان، در پاسخ به سوالات نهايي تحقيق ، الگوي مذكور در دو گروه نمونه پسران و دختران به تفكيك، مورد بررسي قرار گرفته است .

توصيف آماري متغيرهاي تحقيق
برای اطلاع از متوسط عملكرد و پراكندگي نمرات آزمون ها در هر يك از متغير هاي نهفته و متغير هاي مشاهده شده آنها،طی جدول( 4-1)، شاخص هاي ميانگين، انحراف معيار و حداكثر و حداقل نمرات دانش آموزان در متغيرها ارائه شده است .
جدول 4-1، شاخص هاي توصيفي عملكرد دانش آموزان در پرسشنامه ها، باورها ودرگیری معنوی، مقياس منابع اخلاقي، ناكارآمدي خانواده ،واكنش فردي

گروه
كل گروه
مقياس باورها ودرگيري معنوي
متغيرها
حداقل
حداكثر
ميانگين
انحراف معيار

معنويت اصلي
6
42
6/30
61/5

ديدگاه گيري معنوي
4
27
80/14
69/4

بينش
14
42
07/32
63/4
مقياس منابع اخلاقي
خود علاقه مندي
44
159
28/114
38/24

خانواده
2
80
56/50
44/12

معلمان دوستان ورسانه ها
4
110
97/65
52/16

بهزيستي جامعه
5
70
167/41
31/11
ناكارآمدي خانواده
سلامت وشايستگي
17
76
90/35
17/10

تعارض وبه هم پيوستگي
14
50
34/36
48/7
واكنش فردي
انتخاب ديدگاه
2
28
18/17
43/4

علاقه همدلانه
4
19
71/7
71/3

آشفتگي فردي
6
32
42/21
45/4

خيال پردازي
3
16
85/9
27/3

جدول فوق با توجه به طيف سئوالات و ميانگين هاي به دست آمده از نظرات دانش آموزان، گوياي نکات قابل توجهي است.
جدول 4-2 شاخص هاي توصيفي عملكرد دانش آموزان در مقياس شرم وگناه
گروه
كل گروه
شرم
متغيرها
حداقل
حداكثر
ميانگين
انحراف معيار

E3a
1
5
67/2
176/1

E10a
1
5
97/2
27/1

E5a
1
5
26/2
17/1

E8a
1
5
45/2
29/1

E1a
1
5
82/2
22/1

E6b
1
5
37/3
20/1

E9b
1
5
67/2
13/1
گناه
E7c
1
5
02/4
158/1

E10c
1
5
81/3
155/1

E9c
1
5
78/3
04/1

E2c
1
5
71/3
11/1

E7a
1
5
42/3
27/1

E6c
1
5
33/3
18/1

E8c
1
5
32/3
25/1

E11a
1
5
20/3
21/1

با توجه به نحوه ی نمره گذاری بیان شده در فصل سوم ، در هریک از سوالات، عامل شرم وگناه دانش آموزان می توانستند بین 1تا 5 نمره کسب کنند. نمره یک کمترین ونمره 5 بیشترین. میانگین نمرات در خرده مقیاس شرم، بین 5/3-2، و در خرده مقیاس گناه، بین 4-3 قرار گرفته است.
جدول 4-3 شاخص هاي هاي توصيفي عملكرد دانش آموزان در مقياس قضاوت اخلاقي
كل
كل گروه
متغيرها
حداقل
حداكثر
ميانگين
انحراف معيار
MD12
4-
4
09/1
93/1
MD13
4-
4
62/0
65/1
MD16
4-
4
06/1
90/1
MW13
4-
4
86/0
95/1
MW11
4-
4
90/0
90/1
MW15
4-
4
82/0
98/1
MW5
4-
4
60/0
77/1
MW2
4-
4
57/0
63/1
MD3
4-
4
15/2
42/0-
MW12
4-
4
42/0-
11/2
MD2
4-
4
38/0-
09/2
MW4
4-
4
71/0
78/1
MW14
4-
4
74/0
67/1
MD15
4-
4
47/0
07/2
MW11
4-
4
69/0
84/1
MD1
4-
4
16/0
11/2

در هر یک از سوالات مقیاس قضاوت های اخلاقی، دانش آموزان می توانستند بین 4 تا 4- نمره کسب کنند. نمره4 – کمترین و، نمره 4 بیشترین. میانگین نمرات در خرده مقیاس شرم، بین 5/2-16/0 قرار گرفته است.
ماتريس همبستگی و کوواريانس متغير های نهفته پژوهش
اساس تحليل در برنامه ليزرل، بر مبنای ماتريس کوواريانس يا همبستگی بين متغيرهای نهفته و آشکار است. جدول 4ـ3 ماتريس کوواريانس و همبستگی بين متغيرهای نهفته است.
جدول 4ـ3، ماتريس همبستگی و کوواريانس متغيرهای نهفته پژوهش
متغير های نهفته
(1)
(2)
(3)
(4)
(5)
(6)
(7)
(1) همدلی
99/0
5/0-
18/0-*
50/0
22/0*
44/0*
77/0
(2) شرم
08/0
87/0
05/0-
39/0-*
03/0
05/0
54/0*
(3) گناه
02/0
50/0
01/1
38/0*
34/0-*
05/0-
08/0
(4) قضاوت اخلاقی
11/-
16/0-
43/0
01/1
11/0-*
17/0*
43/0
(5) ناکارآمدی خانواده

38/0-
32/0-
6/0
43/0-
01/1
02/0-
52/0*
6) باورها ودرگیری معنوی
05/0-
36/0-
03/0
05/0
54/0-
1
090/0
6) منابع اقتدار اخلاقی
05/0
17/0
50/0-
22/0
44/0-
77/0
1
** 05/0> P *01/0p

داده های بالاي قطر ماتريس، واريانس، کوواريانس و زير قطر ماتريس، همبستگی بين متغير های برون‌زا و درون زای پژوهش را نشان می دهد. هر چند مقادير پراکندگی مشترک بين متغيرها نسبتاً پائين است ،اما ماتريس، همبستگی بين متغيرها را نشان می دهد.
بررسی الگوی پيشنهادی تحقيق
قبل از تحليل فرضيه های تحقيق و به منظور اطلاع از چگونگی حضور هر يک از متغير های معرفی شده در الگوی کلی، به عنوان نخستين گام، الگوی پيشنهادی ارائه می شود.
الگوی شماره 4-1 پیش بینی اولویت های اخلاقی بر اساس متغیرهای رشدی و هیجانی

(درشکل فوق، الگوی اندازه گیری و معادله مفروض (متغیرهای مکنون در بیضی ها و متغیرهای مشاهده شده در مربع ها، نشان داده شده است.
سپس تاثیر مستقيم متغيرهاي نهفته درون زاي پژوهش بر ديگر متغيرهاي نهفته درون زا(پارامتر مشخصه ،‌β، BETA )،تاثیر مستقيم متغيرهاي برون زا بر درون زاي پژوهش(پارامتر مشخصه، γ، GAMMA)، تاثیر متغير‌ها‌ي نهفته برون زا بر متغير هاي مشاهده شده Χ (پارامتر مشخصه، xλ، LAMBDA-X)، اثر متغيرهاي نهفته درون زا بر متغيرهاي مشاهده Υ(پارامتر مشخصه، yλ، LAMBDA-Y)، خطاي اندازه گيري متغيرهاي مشاهده شده Χ (پارامتر مشخصه، δθ، DELTA)THETA-)، خطاي اندازه گيري متغيرهاي مشاهده Υ(پارامتر مشخصه، εθ، THETA-EPSILON)،‌ تاثیر كل متغيرهاي نهفته برون زا (ξ، KSI) بر متغير هاي نهفته درون زا (η، ETA)، تاثیر غير مستقيم متغيرهاي نهفته برون زا (ξ، KSI) بر متغير هاي نهفته درون زا (η، ETA)، تاثیر كل متغيرهاي نهفته درون زا (η، ETA) بر ديگر متغيرهاي نهفته درون زا (η، ETA) مدل و تاثیر غير مستقيم متغيرهاي نهفته درون زا (η، ETA) بر ديگر متغيرهاي نهفته برون زاي(ξ، KSI) مدل، در جداول جداگانه ارائه مي گردد.
در كليه جداول، ضرايب مستقيم، غير مستقيم و كل بين متغيرهاي نهفته و آشكار بصورت برآورد پارامتر10b ، پارامتر استاندارد شده11 B،‌ خطاي استاندارد برآورد، T 12 و 2R گزارش مي‌شود.
بنابراين، ابتدا برآورد اثر مستقيم متغيرهاي نهفته درون زا بر ديگر متغيرهاي نهفته درون زا در قالب جدول 4-4. گزارش مي گردد
جدول4- 4 اثر مستقيم متغير هاي نهفته درون زاي بر ديگر متغيرهاي نهفته درون زا (‌β، BETA ).
جهت مسير
برآورد ‌پارامتر
پارامتر استاندارد شده
خطاي استاندارد برآورد
T

کل
پسر
دختر
کل
پسر
دختر
کل
پسر
دختر
کل
پسر
دختر
از فرايند همدلی بر
قضاوت اخلاقی

10/-

18/0-
05/0

10/-

08/0
05/0-

07/0

22/0
11/0

43/1-

83/0
50/0-
از شرم بر
قضاوت اخلاقی

07/0

02/0
01/0
07/
2./.
2./0

11/.

09/0

05/0

69/0-

19/.
18/0
از گناه بر
قضاوت اخلاقی
46/.
00/.
20/0
6/.
00/0
20/.

12/.

07/0
12/0

75/3 –

02/0
70/1
** 05/0 P

ارزش كميّتt ، نشان مي دهدکه مسيرهاي فرض شده از متغير هاي نهفته درون زاي مدل بر ديگر متغيرهاي نهفته درون زاي معني دارنبوده است ، به همين دليل، فرضيه مورد تائيد قرارنمي گيرد.
از نكات جالب توجه در ضرايب مسير جدول 4-4، تأثير منفي ضريب مسير همدلی بر نگرش قضاوت اخلاقی(10/-)، شرم برقضاوت اخلاقی(07/0-) و ضريب مسير گناه بر قضاوت اخلاقی( 46/.) است.
همان طوركه بعداً بحث خواهد شد، تاثیر مستقيم فرايند همدلی بر نگرش قضاوت اخلاقی و شرم برقضاوت اخلاقی منفي است، اما وجّود اين رابطه، منفي قابل تامل است. البته تاثیر گناه بر قضاوت اخلاقی، مثبت ومعنادار است.
جدول 4-5، نشان دهنده ضرايب مسير و تاثیر مستقيم متغيرهاي نهفته برون زا بر متغيرهاي نهفته درون‌زاي پژوهش است.

جدول4-5 اثر مستقيم متغيرهاي نهفته برون زا بر متغيرهاي نهفته درون زا(γ، GAMMA)
جهت مسير
برآورد ‌پارامتر
پارامتر استاندارد شده
خطاي استاندارد برآورد
T

کل
پسر
دختر
کل
پسر
دختر
کل
پسر
دختر
کل
پسر
دختر
از ناکارآمدی خانواده بر
فرايند همدلی
10/.
10/.
46/0
49/.
22/0
45/0
9./.
06/0

13/.
31/5
62/1

48/3
از ناکارآمدی خانواده بر
شرم
21/.
16/0
91/.
23/.
17/0
36/0
11/.
12/0
30/0
89/1
37/1
07/3

ازباورها ودرگیری معنوی بر
فرايند همدلی

21/.

22/-

9./-

21/.

51/.-

08/0-

9./.

11/0

14/0

27/2

20/2

60/0-

ازباورها ودرگیری معنوی بر
شرم
08/1-

69/-

47/.-

16/1-

74/0
19/0-
28/.

35/0
39/0
87 /3-
98/1-
21/.-
ازباورها ودرگیری معنوی بر
گناه
85/0-

57/0

11/0
85/.-

56/.
11/0
19/.

21/0
12/0
52/4-
42/2
87/.

ازمنابع اخلاقی بر
شرم

09/1

35/0

86/.

17/1

38/.

34/0

25/0

27/0

37/0

32/4

30/1

36/2

ازمنابع اخلاقی بر
گناه

15/1
16/.-
48/0
15/1
16/0-
47/0
20/0
19/0
12/0
88/5
82/0-
96/3
ارزش كميّتt، نشان مي دهدکه برخی مسيرهاي فرض شده از متغير هاي نهفته برون زای مدل، بر ديگر متغيرهاي نهفته درون زا، معني دار بوده(از ناکارآمدی خانواده بر فرايند همدلی، ا زمنابع اخلاقی برگناه و از منابع اخلاقی بر شرم) و مسیرهای دیگر، معنی دار نیستند.به طور خلاصه مي توان گفت که ضرايب مسير متغير نهفته برونزا (ناکارآمدی خانواده) بر متغيرهاي نهفته درون زا و بر فرايند همدلی (49/.) مثبت و معنادار،و بر شرم(23/.) مثبت و غير معنادار است.
ضريب مسير متغير نهفته برون زا (از باورها ودرگیری معنوی) بر متغيرهاي نهفته درون زا و بر فرايند همدلی (21/.) مثبت و غیرمعنادار، برشرم(16/1-) منفي و معنادار، و برگناه (85/0-) منفی و غیرمعنادار است. همچنین متغیر نهفته برون زا (ازمنابع اخلاقی) بر متغيرهاي نهفته درون زای شرم(17/1) مثبت و معنادار و بر گناه (15/1) مثبت و معنادار است.
نكات قابل توجه جدول 4-5 ، ضرايب غير معنادار و ضرايب منفي است.
جدول4-6، نشان دهنده اثر کلی و غیر مستقیم متغيرهاي نهفته برون زا (ناکارآمدی خانواده ، باورها ودرگیری معنوی ومنابع اقتداراخلاقی) بر متغير هاي نهفته درون زا (همدلی، شرم، گناه و قضاوت اخلاقی)است.


جدول 4-6. تاثیر كلی و غیرمستقیم متغيرهاي نهفته برون زا (ξ، KSI) بر متغير هاي نهفته درون زا (η، ETA).
جهت مسير
برآورد ‌پارامتر
پارامتر استاندارد شده
خطاي استاندارد برآورد
T

کل
پسر
دختر
کل
پسر
دختر
کل
پسر
دختر
کل
پسر
دختر
از ناکارآمدی خانواده بر
همدلی
49/.
10/0

46/0

49/.

22/0

45/0

09/0
06/0

13/0

31/5
62/1

48/3

از ناکارآمدی خانواده بر
شرم
21/.
16/0
91/.
23/.
17/.
36/.
11/0
12/0
30/.
89/1
37/1
07/3
از ناکارآمدی خانواده بر
قضاوت اخلاقی
06/0-
02/0-

14/0

06/0-

02/0

14/0

04/0
02/0

10/0

72/1-
71/0-
38/1
ازباورهاودرگیری معنوی بر
همدلی
21/.
22/0-

09/0

21/0
51/0

08/0-

09/0
11/0
14/0
27/2
10/2-

60/0-

ازباورهاودرگیری معنوی بر
شرم
08/1-
69/-

91/0

16/1-

74/0

19/0-

28/0
35/0

39/0

87/3-
98/1-
21/1-

ازباورهاودرگیری معنوی بر
گناه
85/.-
57/0

11/0

85/-

56/0

11/0

19/0
21/0

12/0

524-
74/2

87/0

ازباورهاودرگیری معنوی بر
قضاوت اخلاقی

33/0-

03/0

16/0

33/0-

0
0
03/0

1
16/0

13/0

/.6

13/0

65/2-

47/0

20/1
ازمنابع اقتدار اخلاقی بر
شرم
09/1
35/0

86/0

17/1
38/0

34/0

25/.
27/0
37/0
32 /4
30/1

36/2

ازمنابع اقتدار اخلاقی بر
گناه

15/1

16/.

48/0

15/1

16/0

47/0

20/0

19/0

12/0

88/5

82/0-

96/3
ازمنابع اقتدار اخلاقی بر
قضاوت اخلاقی
45/0
01/0
48/0
33/0
01/0
32/0
13/.
03/0
15/0
35/3
19/0
16/2

** 05/0 P

جدول4-7 ، نشان دهنده تاثیرغير مستقيم1 متغيرهاي نهفته برون زا (ناکارآمدی خانواده، باورهاودرگیری معنوی ، منابع اقتدار اخلاقی) بر متغير هاي نهفته درون زا (قضاوت اخلاقی)است.

جدول 4-7، اثر غير مستقيم متغيرهاي نهفته برون زا (ξ، KSI) بر متغير هاي نهفته درون زای وابسته (η، ETA).
جهت مسير
برآورد ‌پارامتر
پارامتر استاندارد شده
خطاي استاندارد برآورد
T

کل
پسر
دختر
کل
پسر
دختر
کل
پسر
دختر
کل
پسر
دختر

از ناکارآمدی خانواده بر
قضاوت اخلاقی

06/

02/-

14/0

06/0

02/0

01/0

04/0

2./0

07/0

72/1-

71/0

38/1

ازباورهاودرگیری معنوی بر
قضاوت اخلاقی
33/0-

03/0
16/0

33/.

03/0
02/0

13/.

06/0
13/0

65/2-

47/0

20/1

ازمنابع اقتدار اخلاقی بر
قضاوت اخلاقی
45/.
01/0
33/0
45/.
01/0
08/0
13/.
03/0
08/0
35/3
19/0
16/2
** 05/0 P

تاثیرهاي غير مستقيم ناکارآمدی خانواده (به عنوان يكي از متغيرهاي برون زاي پژوهش) بر متغيرهاي نهفته درونزا، (قضاوت اخلاقی-06/0) معنادار به دست نیامد. اما تاثیر غير مستقيم باورها و درگیری معنوی (به عنوان ديگر متغيرهاي برونزاي پژوهش) بر متغير نهفته درونزا (قضاوت اخلاقی33/0 ) معنادار به دست نیامد. وتنها تاثیرهاي غير مستقيم منابع اقتدار اخلاقی (به عنوان يكي از متغيرهاي برون زاي پژوهش) بر متغيرهاي نهفته درونزا (قضاوت اخلاقی- 45/0) معنادار حاصل شد .
جدول 4-8 میزان واريانس تبيين شده از متغيرهاي نهفته درون زا به وسیله متغيرهاي نهفته برون‌زا و درون زا را در مدل کلی نشان مي دهد.
جدول 4-8، مقدار واريانس تبيين شده از متغيرهاي نهفته درون زا
متغير هاي پيش بيني كننده
متغير پيش بيني شونده
۲R
ناکارآمدی خانواده، باورها ودرگیری معنوی
همدلی
17/0
ناکارآمدی خانواده، باورها ودرگیری معنوی،منابع اقتدار اخلاقی
شرم
73/0
باورها ودرگیری معنوی، منابع اقتدار اخلاقی
گناه
54/0
واکنش فردی ، شرم وگناه
قضاوت اخلاقی
20/0

بيشترين مقدار واريانس تبيين شده به وسیله ی مدل براي شرم ، حاصل تركيب متغيرهاي ناکارآمدی خانواده، باورها ودرگیری معنوی و منابع اقتدار اخلاقی است (73/.).
جدول 4-،9 مقدار واريانس تبيين شده از متغيرهاي نهفته درون زا به وسیله ی متغيرهاي نهفته برون‌زا و درون زا را در مدل پسران نشان مي دهد.
جدول 4-9، مقدار واريانس تبيين شد ه از متغيرهاي نهفته درونز ا پسران
متغير هاي پيش بيني كننده
متغير پيش بيني شونده
۲R
ناکارآمدی خانواده، باورها ودرگیری معنوی
همدلی
39/0
ناکارآمدی خانواده، باورها ودرگیری معنوی،منابع اقتدار اخلاقی
شرم
34/0
باورها ودرگیری معنوی، منابع اقتدار اخلاقی
گناه
21/0
واکنش فردی ، شرم وگناه
قضاوت اخلاقی
0058/0

بيشترين مقدار واريانس تبيين شده از سوی مدل براي همدلی، حاصل تركيب متغيرهاي ناکارآمدی خانواده، باورها ودرگیری معنوی و منابع اقتدار

پایان نامه
Previous Entries منبع مقاله درمورد روان شناسی، جامعه شناسی، روان شناسی اخلاق، هنجارهای اجتماعی Next Entries منبع مقاله درمورد سطح معنادار، متغیرهای رشدی، قضاوت اخلاقی