برازندگی الگو، این شاخص‎ها را در سه مقوله قرار می‎دهند: شاخص‎های برازندگی مطلق4(برای مثال، مجذور خی، ریشه دوم واریانس خطای تقریب5)، شاخص‎های برازندگی نسبی6(برای مثال، شاخص برازندگی تطبیقی7، شاخص برازندگی هنجار شده8) و شاخص‎های برازندگی اقتصادی9(برای مثال، شاخص برازندگی هنجار شده اقتصادی10).
در ادامه به پاره‎ای از این شاخص‎ها که توصیه شده است در پژوهش‎ها گزارش شوند، خواهیم پرداخت.
1. مجذور خی(): ارزش مجذور خی یک شاخص سنتی برای ارزشیابی برازش کلی الگو است که مقدار تفاوت بین ماتریس کوواریانس نمونه و برازش‎شده را می‎سنجد. یک الگوی به‎خوبی برازش‎یافته نتیجه غیر معنادار را در سطح 05/0 فراهم می‎آورد. از آنجا که آماره مجذور خی اساساً یک آزمون معناداری آماری است، به حجم نمونه حساس است؛ به این معنا که وقتی حجم نمونه زیاد باشد، تقریباً همیشه الگو را رد می‎کند. از سوی دیگر، در جایی که نمونه‎های کوچک مورد استفاده قرار می‎گیرند، آماره مجذور خی فاقد توان است و به این خاطر، الگوهای واجد برازش مناسب و الگوهای دارای برازش ضعیف را متمایز نمی‎سازد. به دلیل محدودیت‎های مجذور خی، پژوهشگران شاخص‎های دیگری را برای سنجش برازش الگو جستجو کرده‎اند. یکی از شاخص‎های که تأثیر حجم نمونه را به حداقل می‎رساند، مجذور خی نسبی/ هنجارشده11(مجذور خی بر درجه آزادی) است. اگرچه هیچ اجماعی در مورد نسبت قابل قبول برای این شاخص وجود ندارد، دامنه توصیه‎ها از مقدار حداکثری 5 (ویتون2 و دیگران،1977، نقل از هوپر و دیگران، 2008) تا مقدار حداقلی 2 (تاباچنیک و فیدل، 2007، نقل از هوپر و دیگران، 2008) کشیده شده است.
2. ریشه دوم واریانس خطای تقریب (RMSEA): ریشه دوم واریانس خطای تقریب، دومین آماره برازندگی است که در برنامه لیزرل گزارش می‎شود. برای نقطه برش این شاخص توصیه‎های متفاوتی مطرح شده است. برخی اندازه 05/0 تا 1/0 را مبیّن برازش خوب و بالای 1/0 را حاکی از برازش ضعیف دانسته‎اند و پاره‎ای دیگر اندازه 08/0 تا 1/0 را نشان‎دهنده برازش متوسط و کمتر از 08/0 را به عنوان برازش خوب درـ نظرگرفته‎اند (مک کالوم13و دیگران، 1996، نقل از هوپر و دیگران، 2008). هوپر و دیگران (2008) اشاره

می‎کنند که یکی از بزرگ‎ترین مزیت‎های ریشه دوم واریانس خطای تقریب، توانایی‎اش در محاسبه فاصله اطمینان است. این فاصله همراه با ریشه دوم واریانس خطای تقریب گزارش می‎شود و در الگوهای به‎خوبی
برازش‎یافته، محدوده پایین2 به صفر نزدیک است؛ در حالی که محدوده بالا3 باید کمتر از 08/0 باشد.
3. شاخص برازندگی تطبیقی (CFI): ارزش این شاخص بین صفر و 1 است و ارزش‎های نزدیک‎تر به 1 مبین برازش مناسب‎اند. کلاین (2006، نقل از شوارتز و دیگران، 2009) معیار 9/0≤ CFI را مبین برازش کافی الگو می‎داند. امروزه این شاخص در کلیه برنامه‎های الگویابی معادله ساختاری گنجانده شده و یکی از رایج‎ترین شاخص‎های برازندگی است که گزارش می‎شود؛ به دلیل اینکه کمترین تأثیر را از حجم نمونه می‎گیرد (فان4، تامپسون5 و ونگ6، 1999).

4. ریشه دوم واریانس پس‎ماند7 (RMR) و ریشه دوم واریانس پس‎ماند استاندارد شده8 ((SRMR: این دو شاخص، جذر تفاوت بین پس‎ماندهای ماتریس کوواریانس نمونه و الگوی کوواریانس مفروض ـ
اند. دامنه RMR بر مبنای مقیاس‎های هر نشانگر محاسبه می‎شود؛ بنابر این، اگر یک پرسشنامه مشتمل بر سؤالاتی با سطوح متفاوت باشد (برخی سؤالات دامنه 1 تا 5 داشته باشند و برخی دیگر دامنه 1 تا 7) تفسیر RMR دشوار می‎شود. RMR استاندارد شده ((SRMR این مشکل را حل می‎کند و بنابراین، تفسیر آن معنادارتر است. دامنه ارزش‎های SRMR از صفر تا 1 هستند که الگوهای به‎خوبی برازش‎یافته ارزش‎های کمتر از 05/0 دارند. در مورد این شاخص‎ها ارزش‎های تا 08/0 قابل قبول‎اند (نقل از هوپر و دیگران، 2008).
5. شاخص برازندگی هنجار شده اقتصادی (PNFI) و شاخص برازش اقتصادی (PGFI): داشتن یک الگوی تقریباً اشباع‎شده و پیچیده به این معناست که فرایند برآورد به داده‎های نمونه بستگی دارد. این به الگوی نظری کمتر موشکافانه‎ای که به‎طور متناقضی شاخص‎های برازش بهتر ایجاد می‎کند، منجر می‎گردد. به منظور غلبه بر این مشکل، مولیک9 و همکاران (1989، نقل از هوپر و دیگران، 2008) دو شاخص برازندگی صرفه جویی، یعنی، شاخص برازندگی هنجار شده اقتصادی (PNFI) و شاخص برازش اقتصادی (PGFI) را تدوین کرده‎اند. PNFI مبتنی بر شاخص برازندگی هنجار شده ((NFI است که از نظر درجات آزادی تعدیل‎یافته و PGFI نیز مبتنی بر شاخص برازش10( (GFIاست که از نظر درجات آزادی تعدیل‎یافته است. اگرچه برای این شاخص‎ها هیچ آستانه‎ای توصیه نشده، مولیک و همکاران اشاره می‎‎کنند که ممکن است شاخص‎های برازندگی اقتصادی را در محدوده 5/0 به‎ دست آورد؛ در حالی که شاخص‎های دیگر برازش به ارزش‎های بالای 9/0 برسند. این پژوهشگران به شدت توصیه می‎کنند که از شاخص‎های برازندگی اقتصادی همراه با دیگر شاخص‎های نیکویی برازش استفاده شود. از آنجا که هیچ سطح آستانه‎ای برای این آماره‎ها گزارش نشده، تفسیر آنها دشوارتر است.
هوپر و دیگران (2008) در مورد این که چه شاخص‎هایی باید گزارش و تفسیر شوند، بر اساس دستورالعمل‎های مؤلفان متفاوت (برای مثال، کلاین، 2005؛ هیداک، 2007) و بازنگری‎ای که انجام داده‎اند، نتیجه‎گیری می‎کنند که آماره مجذور خی، درجه آزادی و ارزش p آن، RMSEA و فاصله 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 نقطه 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 معادله ساختاری: اندازه‎گیری اثر واسطه‎گر
روابط ساختاری بین متغیرهای پنهان در الگویابی معادله ساختاری به شکل کوواریانس، اثرات مستقیم و اثرات غیر مستقیم می‎توانند باشند. کوواریانس قابل قیاس با همبستگی است؛ از این حیث که به منزله 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، رابطه بین یک متغیر نهفته مستقل و متغیر نهفته 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 بک،1997) بر این باورند که در بهره‎گیری از الگویابی معادله 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 معادله رگرسیون انجام می‎شود و بر اساس آن تعیین می‎گردد که یک متغیر (برای مثال، حمایت اجتماعی) رابطه 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).
مسیر پ
متغیر پیش‎بینی‎کننده
(شرایط مشاوره)
متغیر پیامد
(بهزیستی)
شکل 1ـ3 الف
متغیر واسطه‎گر
(حمایت اجتماعی)
متغیر پیش‎بینی‎کننده
(شرایط مشاوره)
متغیر پیامد
(بهزیستی)
شکل 1ـ3 ب
مسیر الف الف الف
مسیر ب
مسیر پ

 

مطلب مرتبط :   منابع پایان نامه درمورد در

اینجا فقط تکه های از پایان نامه به صورت رندم (تصادفی) درج می شود که هنگام انتقال از فایل ورد ممکن است باعث به هم ریختگی شود و یا عکس ها ، نمودار ها و جداول درج نشوند.

برای دانلود متن کامل پایان نامه ، مقاله ، تحقیق ، پروژه ، پروپوزال ،سمینار مقطع کارشناسی ، ارشد و دکتری در موضوعات مختلف با فرمت ورد می توانید به سایت  77u.ir  مراجعه نمایید

رشته روانشناسی و علوم تربیتی همه موضوعات و گرایش ها :روانشناسی بالینی ، تربیتی ، صنعتی سازمانی ،آموزش‌ و پرورش‌، کودکاناستثنائی‌،روانسنجی، تکنولوژی آموزشی ، مدیریت آموزشی ، برنامه ریزی درسی ، زیست روانشناسی ، روانشناسی رشد

در این سایت مجموعه بسیار بزرگی از مقالات و پایان نامه ها با منابع و ماخذ کامل درج شده که قسمتی از آنها به صورت رایگان و بقیه برای فروش و دانلود درج شده اند

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 رابطه معنادار بین پیش‎بینی‎کننده و پیامد (مسیر پ در شکل 1ـ3 الف)؛
2ـ رابطه معنادار بین پیش‎بینی‎کننده و واسطه‎گر (مسیر الف در شکل 1ـ3 ب)؛
3ـ رابطه 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 (مقایسه مسیر پ در شکل 1ـ3 الف با مسیر پ” در شکل 1ـ3 ب). اگر حمایت اجتماعی یک واسطه‎گر کامل باشد، رابطه 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، رابطه 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 رویه 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 سوبل1(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 آماره Z’ را فراهم کرده است که با آن می‎توان اثر واسطه‎گر (ab) را آزمون کرد. جدول Z’ از توزیع نمونه‎گیری تجربی برای مجموعه گسترده 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 حاصل‎ضرب معروف است، ضریب واسطه‎گری به عنوان حاصل ضرب دو مسیر غیراستاندارد، که مسیر واسطه‎گری فرضی را تشکیل می‎دهند، محاسبه می‎شود. سپس، 95 درصد فاصله 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 وسیله روش توزیع حاصل ضرب محاسبه می‎شود، نامتقارن و منطبق با توزیع نابهنجار اثر غیر مستقیم‎اند. این پژوهشگران برنامه 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 برنامه کامپیوتری که مک کینون (ارتباط شخصی، 13 جولای، 2010) آن را معرفی کرده است، بهره گرفتیم.
3ـ3 جامعه و نمونه آماری
1ـ3ـ3 جامعه آماری
در این پژوهش، جامعه آماری متشکل از دو جامعه است: دانش‎آموزان و مراقبان اصلی آنها (عمدتاً مادران).
جامعه آماری دانش‎آموزی مشتمل بر کلیه دانش‎آموزان دختر و پسری است که در سال تحصیلی 87 ـ88 در پایه دوم راهنمایی مدارس دولتی شهر تهران (گروه سنی 12 تا 13 سال) به تحصیل اشتغال داشته‎اند و جامعه آماری دیگر متشکل از مراقبان اصلی این دانش‎آموزان است که در فرهنگ ما عمدتاً مادران در این جامعه قرار می‎گیرند.
ملاک انتخاب دانش‎آموزان یک پایه تحصیلی و آن هم پایه 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 پایه اول راهنمایی و 12 تا 13 سال در پایه دوم راهنمایی قرار می‎گیرند. از آنجا که دانش‎آموزان پایه اول راهنمایی با تنیدگی‎های ناشی از انتقال از مدرسه ابتدایی به مدرسه راهنمایی مواجه‎اند (پیش‎تر در فصل دوم، ویژگی‎های این گذر مطرح شدند)، در پژوهش حاضر بر دانش‎آموزان پایه 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


دیدگاهتان را بنویسید