شکل‎گیری هویت در مجموعه متنوعی از بافت‎های محیطی از جمله خانواده، گروه همسال، مدرسه، کار و مذهب به‎وقوع می پیوندد. اریکسون (۱۹۶۸، نقل از برزونسکی و آدامز، ۱۹۹۹) در نظریه روان‎اجتماعی‎اش، ارتباط متقابل بین افراد و بافت‎های اجتماعی را برجسته ساخت. اریکسون (۱۹۶۸، نقل از روسر، اکلز و سامروف، ۲۰۰۰) بر این باور است که توانایی نوجوان در سازمان دادن به تغییرات چشمگیری که طیّ این سال‎ها در قالب یک هویت منسجم و مثبت تجربه می‎کند، صرفاً یک فعالیت شخصی نیست بلکه مسئولیت جمعی و بین نسلی نوجوان و والدین او، معلمان و اعضای جامعه محلی است.

 

در مجموع، بررسی پیشینه پژوهشی نشان می‎دهد که مطالعات نسبتاً کمی در باره نقش بافت آموزشگاهی در شکل‎گیری هویت انجام شده‎اند و پژوهش‎هایی که به بافت مدرسه محدود شده باشند، از آن هم نادرترند.

 

سوننز و ونتینکیست (۲۰۰۵) در نمونه‎‎ای متشکل از ۳۲۸ نوجوان ۱۵ تا ۲۱ ساله با میانگین سنی ۱۷ سال از  دو دبیرستان آلمانی زبان بلژیک (۷۴ درصد پسر) به این نتیجه دست یافتند که سبک تدریسی که حمایتگر نیاز نوجوان به استقلال عمل باشد، با اکتشاف و تعهد حرفه‎ای همبستگی مثبت بالایی دارد؛ اگرچه انگیزش خود‎تعیین‎کننده در زمینه رفتار جستجوی شغل، در این ارتباط نقش واسطه‎ را ایفا می‎کند.

 

لانگراند ـ ویلمز و بوسما (۲۰۰۶) به منظور بررسی تحوّل هویت نوجوانان در بافت مدرسه، مقیاس فرانسوی تحول هویت خرونینگن (بوسما، ۱۹۸۵) را در نمـونه‎ای متشکـل از ۳۱۱ نفر دانش‎آمـوز پایه هشتم

 

( ۱۵۱ پسر و ۱۶۰ دختر ) سنین ۱۴ تا ۱۶ ساله از سه مدرسه که از نظر ویژگی‎های جمعیت‎شناختی دانش‎آموزان متفاوت بودند، به کار بردند. نتایج نشان داد که بافت مدرسه، در تحوّل هویت دانش‎آموزان نقش مهمی بازی می‎کند.

 

هال و براسارد (۲۰۰۸) در نمونه‎ای متشکل از ۶۳۵ دانش‎آموز (۵۳ درصد پسر، ۴۷ درصد دختر) پایه هشتم از قومیت‎های گوناگون و کم درآمد، به بررسی نقش حمایت رابطه‎ای (حمایت والد، همسال، معلم) به منزله پیش‎بینی‎کننده‎های پایگاه هویت پرداختند. فرض آنها بر این بود که حمایت والدین و معلم پیش‎بینی‎کننده پراکندگی کمتر هویت و بازداشتگی، تعویق و موفقیت بیشتر هویت است و حمایت همسال پیش‎بینی‎کننده پراکندگی و بازداشتگی کمتر هویت و تعویق و موفقیت بیشتر هویت است. نتایج تحلیل ـ های رگرسیون چند متغیره نشان داد که حمایت والدین بازداشتگی بیشتر و تعویق کمتر را در دانش‎آموزان سفیدپوست، موفقیت بیشتر را در آمریکایی‎های لاتینی‎تبار، و پراکندگی بیشتر را در آمریکایی‎های آفریقایی‎تبار پیش‎بینی می‎کند. حمایت همسال، موفقیت بیشتر را در آمریکایی‎های آفریقایی‎تبار و سفیدپوستان پیش‎بینی می‎کند. یافته‎‎ها مطرح ساختند که حمایت رابطه‎ای نقش بیشتری در ارتقای تشکل و حفظ تعهدات بازی می‎کند تا در اکتشاف انتخاب‎های ممکن. حمایت معلم در پیش‎بینی پایگاه هویت نقش کمی داشت و فقط به‎طور معناداری پیش‎بینی‎کننده تعویق کمتر در گروه آمریکایی‎های آفریقایی‎تبار بود.

 

شوارتز و دیگران (۲۰۰۹ ) در نمونه‎ای متشکل از ۲۲۷ نفر نوجوان پرخطر اسپانیایی در آمریکا (۶۳ درصد پسر؛ میانگین سنی۹۷, ۱۳سال) و والدین آنها (عمدتاً مادران)  به این نتیجه دست یافتند که متغیرهای مرتبط با مدرسه (حمایت معلم، پیوند با مدرسه، حمایت همکلاسی) به‎طور معناداری با سردرگمی هویت رابطه منفی و با انسجام هویت رابطه مثبت دارد.

 

آدامز و همکاران (آدامز و فیچ۱[۱]، ۱۹۸۳؛ آدامز، رایان و کیتینگ، ۲۰۰۰ ؛ آدامز، رایان، مارشال و کیتینگ، ۱۹۹۶، نقل از برزونسکی و آدامز، ۱۹۹۹) یک برنامه پژوهشی را برای بررسی تأثیر بافت آموزشگاهی بر هویت در آمریکا آغاز کردند. در مطالعه طولی اولیه، آدامز و فیچ (۱۹۸۳، نقل از برزونسکی و آدامز، ۱۹۹۹) با مصاحبه‎ای از نوع مارسیایی (مصاحبه نیمه ساخت‎دار)، هویت دانشجویان سال اول و دوم دانشگاه را سنجیدند. دانشجویانی که الگوی پسرونده هویت را از سال اول دانشگاه تا سال آخر نشان دادند (برحسب زنجیره پراکنده ـ بازداشته ـ معوق ـ موفق) بیشتر احتمال داشت که در گروه‎های درسی‎ای باشند که کمترین تأکید را بر بسط تفکّر دانشجو و آگاهی وی از موضوع‎های اجتماعی، همچون رویدادهای جهانی و ملی و دیگر موضوع‎های اجتماعی دارند.

 

 

در ایران، پژوهشی که به بررسی تأثیر مدرسه بر هویت پرداخته باشد، گزارش نشده است. در مجموع، گرچه پژوهش‎های بسیار کمی در مورد بافت مدرسه در تحوّل هویت وجود دارد، مطالعه‎های انجام‎شده نشان می‎دهند که مدرسه ممکن است بر ارتقای هویت تأثیری مثبت داشته باشد.

 

 

 

۶ـ۳ـ۳ـ۲ تأثیر مدرسه بر رفتار مشکل‎آفرین

 

به غیر از مدرسه، نهادها و برنامه‎های اجتماعی بسیار کمی اساساً به نوجوانان اختصاص دارند. بدین ترتیب، مدرسه نخستین نهاد خارج از خانه است که در آن تحوّل نوجوانان را می‎توان هدایت کرد و شکل داد. در چنین بافتی، رفتار مشکل‎آفرین نوجوان را می‎توان تا حدّی ناشی از شکست مدارس در جلب پیوند‎جویی اجتماعی دانش‎آموزان و فراهم آوردن تجربه‎های آموزشی و تدارک یک بافت اجتماعی که در آن نوجوانان بتوانند صلاحیت اجتماعی را در خود پرورش دهند، دانست (سیمونز ـ مورتون و دیگران، ۱۹۹۹).

 

انتقال به مدرسه راهنمایی (اکلز و میجلی، ۱۹۸۹، نقل از سامروف و دیگران، ۲۰۰۴)، زمانی در تحول رخ می‎دهد که تغییرات بافتی عمده‎ای در عوامل اجتماعی‎کننده، گروه‎های همسال و انتظارات نوجوانان به‎وقوع می‎پیوندند. گرچه مدرسه یک نهاد مهم جامعه‎پذیری است، پیوند با آن، در مقایسه با والدگری و ویژگی‎های همسال، در پژوهش‎های مرتبط با رشد مشکلات برونی‎سازی‎شده مورد توجه کمی قرار گرفته است. احساس پیوند با مدرسه تنها جنبه محیط مدرسه است که به‎طور ثابت با سلامت و اجتناب از رفتارهای خطرآفرین در دانش‎آموزان مرتبط است (دیلون۱و سواینبورن۲، ۲۰۰۷). مطالعات نشان می‎دهند که پیوند بیشتر با مدرسه از خلال دلبستگی بیشتر، پیشرفت بالاتر و مشارکت بیشتر در فعالیت‎های مدرسه، احتمال بدرفتاری در مدرسه و دیگر انواع رفتار بزهکارانه را کاهش می‎دهد (هافمن۳[۲]و شو۴، ۲۰۰۲).

 

رسنیک۵، هریس۶و بلوم۷(۱۹۹۳، نقل از بانی۸، بریتو۹، کلوسترمان۱۰، هورننگ۱۱و اسلاپ۱۲، ۲۰۰۰) در پژوهشی در گروه نوجوانان به این نتیجه دست یافتند که در دانش‎آموزان دبیرستانی که در پیوند با مدرسه  نمرات بالاتری داشتند، در مقایسه با دانش‎آموزان دارای نمرات پایین در این متغیر، میزان استیصال هیجانی، فکر خودکشی، رفتار خودکشی، خشونت، مصرف مواد، و فعالیت جنسی زودهنگام به‎طور معناداری کمتر است. بر اساس نتایج این مطالعه، پیوند با مدرسه بیش از دیگر عوامل، از جمله پیوند با خانواده، در برابر غیبت از مدرسه، بزهکاری، مصرف چندگانه مواد و بارداری، از نوجوانان حفاظت می‎کند.

 

جسور، ون دن بوس[۳]، وندرین[۴]، کوستا و تربین[۵](۱۹۹۵) در یک مطالعه طولی در نمونه ۱۵۹۱ نفری از دانش‎آموزان پایه‎های هفتم، هشتم و نهم (۴۳ درصد پسر) در آمریکای شمالی به بررسی رابطه عوامل حفاظت‎کننده روان ـ اجتماعی و اشتغال به رفتار مشکل‎آفرین، یعنی، مصرف الکل و مواد، بزهکاری، و فعالیت جنسی زودهنگام پرداختند و به این نتیجه رسیدند که تعهد بالاتر به مدرسه با سطوح پایین‎تر رفتار انحرافی مرتبط است.

 

در نمونه‎ای متشکل از ۴۲۶۳ دانش‎آموز پایه‎های ششم تا هشتم از هفت مدرسه راهنمایی در آمریکا، سیمونز ـ مورتون و دیگران (۱۹۹۹) نشان دادند که پیوند با مدرسه به‎طور مثبت با سازگاری در مدرسه و جوّ ادراک شده مدرسه، و به‎طور منفی با رفتار مشکل‎آفرین مرتبط است. بر اساس نتایج این تحقیق، رفتار مشکل‎آفرین در پسران بالاتر از دختران و در دانش‎آموزان پایه‎های بالاتر بیشتر بود. پیوند با مدرسه، جوّ مدرسه و سازگاری در مدرسه در دختران بیشتر از پسران بود و به‎طور معناداری از یک پایه به پایه دیگر کاهش می‎یافت.

 

بانی و دیگران (۲۰۰۰) در نمونه‎ای از ۳۴۹۱ نفر دانش‎آموز پایه‎های هفتم تا دوازدهم با میانگین سنی ۱۵ سال، با روش آماری رگرسیون، به این نتیجه دست یافتند که کاهش پیوند با مدرسه با افت وضعیت سلامتی،

 

افزایش دیدارهای خانگی پرستار مدرسه، مصرف سیگار، و فقدان مشارکت در فعالیت‎های فوق برنامه مرتبط

 

است.

 

براون (۲۰۰۰) در نمونه‎ای متشکل از ۱۷۵۶ نوجوان ۱۳ تا ۱۷ ساله، در پاسخ به یکی از پرسش‎های تحقیق خود در این باره که آیا پیوند با مدرسه با کاهش احتمال رفتارهای مشکل‎آفرین مرتبط است، به این نتیجه دست یافت که پیوند با مدرسه به‎طور معناداری با کاهش احتمال رفتار مشکل‎آفرین ارتباط دارد.

 

ویتلاک[۶](۲۰۰۳) نشان داده است که پیوند با مدرسه، نوجوان را در مقابل خشونت، رفتار جنسی مخاطره‎آمیز، مصرف مواد و ترک تحصیل محافظت می‎کند. نوجوانی که در مدرسه احساس خوبی داشته باشد، با بزرگسالان مدرسه احساس دلبستگی زیادی کند و به مدرسه احساس تعلق داشته باشد، بیشتر احتمال دارد که در زمان مدرسه و خارج از مدرسه وقت زیادی را صرف فعّالیّت‎های مثبت کند. دو عامل سن و تا حدی کمتر جنس پیوند با مدرسه را پیش‎بینی می‎کنند. در مطالعات انجام شده، رابطه بین جنس و پیوند با مدرسه بی‎ثبات، ولی رابطه بین سن و پیوند با مدرسه باثبات و مستمر بوده است؛ یعنی، نوجوانان سنین بالاتر کمتر با مدرسه پیوند دارند.

 

سامروف و دیگران (۲۰۰۴) تغییرات در مشکلات رفتار ارتباطی (ترکیبی از خشم، رفتار پرخاشگرانه و بزهکاری) را در ۱۱۹۱ دختر و پسر آمریکایی آفریقایی‎تبار و سفیدپوست از اوایل نوجوانی تا اواخر نوجوانی و نقش خانواده، همسال و مدرسه را در این نوع مشکلات بررسی کردند. آنها به این نتیجه دست یافتند که نقش مدرسه از سایرعوامل بافتی طیّ اوایل نوجوانی (مدرسه راهنمایی) تاثیرگذارتر است.

 

شوارتز و دیگران (۲۰۰۶) در تحقیقی با عنوان نقش بافت بوم تحولی و خودپنداشت در نشانگان افسردگی و برونیسازی‎شده در نمونه‎ای متشکل از ۱۶۷نفر نوجوان (۶۱ درصد پسر؛ میانگین سنی ۱۲,۳۹ سال، گروه سنی ۱۰ تا ۱۴ سال) و مراقبان اصلی آنها به این نتیجه دست یافتند که پیوند با مدرسه به‎طور معناداری با نشانگان برونی‎سازی‎شده ارتباط منفی دارد. این هم در مورد گزارشات نوجوان و هم گزارشات والدین از رفتار مشکل‎آفرین برونی‎سازی‎شده صادق بود.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

۱٫ Fitch, S. A.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

۱٫ Dillon, J.	۵٫ Resnick, M. D.	۹٫ Britto, M.T.
۲٫ Swinbourne, A.	۶٫ Harris, L.	۱۰٫ Klostermann, B. K.
۳٫ Hoffmann, J. P.	۷٫ Blum, R.	۱۱٫ Hornung, R. W.
۴٫ Xu, J.	۸٫ Bonny, A. E.	۱۲٫ Slap, G. B.

 

 

 

 

1. Van Den Bos, J.

 

1. Vanderryn, J.

 

1. Turbin, M. S.

 

1. Whitlock, J.

همان‎طور که بارون۱و کنی۲(۱۹۸۶) بیان کرده‎اند، روان‎شناسان از دیرباز اهمیت متغیرهای واسطه‎گر را به رسمیت شناخته‎اند. وو۳و سومبو۴(۲۰۰۸) اشاره می‎کنند که الگوی محرک ـموجود زنده ـ پاسخِ وودورث۵ (۱۹۲۷)، یکی از اولین آثاری است که واسطه‎گری در آن معرفی شده است. اما به‎طور تجربی، در دهه ۱۹۸۰ بود که با طرح راهبردها و تحلیلِ داده‎های این نوع الگوها از سوی یک گروه از پژوهشگرانِ شخصیت و سازمانی همچون بارون و کنی ۱۹۸۶)، جیمز۶و برت۷(۱۹۸۴) و نیز جود۸و کنی (۱۹۸۱)، واسطه‎گری مورد توجه قرار گرفت.

 

 

متغیرهای واسطه‎گر سازه‎های رفتاری، زیست‎شناختی، روان‎شناختی و اجتماعی هستند که اثر یک متغیر را بر متغیر دیگر منتقل می‎کنند. واسطه‎گری راهی است که یک پژوهشگر بتواند فرایند یا سازوکاری را که یک متغیر بر متغیر دیگر تأثیر می‎گذارد، تبیین کنند (مک کینون۹[۱]، فیرچایلد۱۰[۲] و فریتز۱۱[۳]، ۲۰۰۷).

 

نقش واسطه‎گر هویت در رابطه بین متغیر بافتی کنش‎وری خانوادگی و رفتار مشکل‎آفرین در تحقیقی مقطعی که شوارتز و دیگران (۲۰۰۵) در ۱۸۱ نفر نوجوان اسپانیایی مهاجر در آمریکا با میانگین سنی ۱۲,۷ سال (۹۲ پسر، ۸۹ دختر) و مراقبان اصلی‎شان (عمدتاً مادران) انجام دادند، مورد بررسی قرار گرفت. این پژوهشگران بر اساس روش الگویابی معادله ساختاری به این نتیجه دست یافتند که کنش‎وری ضعیف خانوادگی با افزایش سردرگمی هویت در ارتباط است. الگوهای معادله ساختاری نشان دادند که ۲۰ درصد رابطه بین کنش‎وری خانوادگی و رفتار مشکل‎آفرین به‎طور غیر مستقیم از خلال هویت عمل می‎کند. در این تحقیق، کنش‎وری خانوادگی از طریق گزارش‎های نوجوان و والد و بر حسب نشانگرهای دل‎مشغولی والدین در مورد زندگی نوجوان، والدگری مثبت، حمایت والدین و ارتباط با نوجوان اندازه‎گیری شده است. در این پژوهش، تفاوت‎های جنسی در روابط بین کنش‎وری خانوادگی، هویت و رفتار مشکل‎آفرین نیز بررسی شد و نتایج نشان داد که بین دختران و پسران تفاوتی در این الگو وجود ندارد.

 

شوارتز و دیگران (۲۰۰۹) در نمونه‎ای متشکل از ۲۲۷ نفر نوجوان پرخطر اسپانیایی در آمریکا (۶۳ درصد پسر با میانگین سنی ۱۲,۳۷ و والدین آنها (عمدتاً مادران) به منظور بررسی نقش واسطه‎گر هویت قومی و هویت شخصی در رابطه بین کنش‎وری مدرسه و کنش‎وری خانوادگی و رفتار مشکل‎آفرین، به نتیجه‎ای مبنی بر نقش واسطه‎گر متغیرهای هویت دست نیافتند.

 

همان‎طور که ملاحظه شد، پژوهش‎های انجام‎شده در باب واسطه‎گری هویت در یک پژوهش، نقش واسطه‎گر آن را در رابطه با کنش‎وری خانوادگی و رفتار مشکل‎آفرین نشان داده و در پژوهشی دیگر، هویت نقش واسطه‎گر در رابطه بین کنش‎وری خانوادگی و مدرسه، و رفتار مشکل‎آفرین نداشته است. در نهایت، در ایران نیز پژوهشی که به بررسی واسطه‎گری هویت در رابطه با عوامل بافتی و رفتار برونی‎سازی‎شده پرداخته باشد، گزارش نشده است.

 

 

1. Baron, R. M.                             ۵٫ Woodworth, R. S.                              ۹٫ Mackinnon, D. P.

 

1. Kenny, D. A.. 6. James, L. R.                                     ۱۰ .Fairchild, A. J.

 

1. Wu, A. D 7. Brett, J. M. 11. Fritz, M. S.

 

1. Zumbo, B. D. 8. Judd, C. M.

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 جهت‎دار۶ بین متغیرهای مستقل تعریف می‎شود که با کمان‎های دو سویه۷ نشان داده می‎شوند. اثرات مستقیم، روابط بین متغیرهای اندازه‎گیری‎شده و نهفته هستند که با کمان‎های یک سویه۸ 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، ۲۰۰۵).

 

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 کامل۹ یا نسبی۱۰ 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[۱]،۱۹۹۷) 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، ۱۹۸۶؛ کنی و دیگران، ۱۹۹۸؛ جود و کنی، ۱۹۸۱الف، ۱۹۸۱ب، نقل از مک کینون و دیگران، ۲۰۰۷) 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 ۱ـ۳ الف و ۱ـ۳ ب) (نقل از فریژر۴، تیکس۵و بارون۶، ۲۰۰۴).

 

 

 

 

 

 

 

مسیر پ

 

 

 

 

 

متغیر پیش‎بینی‎کننده     (شرایط مشاوره)

 

 

 

 

 

متغیر پیامد     (بهزیستی)

 

 

 

 

 

شکل ۱ـ۳ الف

 

 

 

 

 

متغیر واسطه‎گر     (حمایت اجتماعی)

 

 

 

 

 

متغیر پیش‎بینی‎کننده     (شرایط مشاوره)

 

 

 

 

 

متغیر پیامد     (بهزیستی)

 

 

 

 

 

شکل ۱ـ۳ ب

 

 

 

 

 

مسیر الف الف الف

 

 

 

 

 

مسیر ب

 

 

 

 

 

مسیر پ

 

شکل ۱ـ۳ نمودار مسیرها در الگوهای واسطه‎‎گر ( اقتباس از فریژر و دیگران، ۲۰۰۴، ص. ۱۲۶)

 

 

 

فریژر و دیگران (۲۰۰۴) این گام‎ها را به شرح زیر توضیح می‎دهند:

 

۱ـ رابطه معنادار بین پیش‎بینی‎کننده و پیامد (مسیر پ در شکل ۱ـ۳ الف)؛

 

۲ـ رابطه معنادار بین پیش‎بینی‎کننده و واسطه‎گر (مسیر الف در شکل ۱ـ۳ ب)؛

 

۳ـ رابطه معنادار واسطه‎گر و متغیر پیامد (مسیر ب در شکل ۱ـ۳ ب)، این رابطه برآورد می‎شود در حالی
که اثرات پیش‎بینی‎کننده بر پیامد کنترل می‎شود؛

 

۴ـ نیرومندی رابطه بین پیش‎بینی‎کننده و پیامد به‎طور معناداری کاهش می‎یابد؛ وقتی که واسطه‎گر به
الگو اضافه شود (مقایسه مسیر پ در شکل ۱ـ۳ الف با مسیر پ” در شکل ۱ـ۳ 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 (۱۹۹۸، نقل از وو و سومبو، ۲۰۰۸) 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 سوبل۱[۲](۱۹۸۲) بوده است که مستقیماً معناداری ab را نسبت به توزیع بهنجارZ با بهره گرفتن 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 ۹۶/۱ 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 وود۲

 

 

و مک کینون، ۱۹۹۸؛ وو و سومبو، ۲۰۰۸).

 

مک کینون و دیگران (مک کینون، لاک وود، هافمن۳، وست و شیت۵، ۲۰۰۲؛ هویل۶و مک    کینون،۱۹۹۷، نقل از وو و سومبو، ۲۰۰۸) 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[۳] معروف است، ضریب واسطه‎گری به عنوان حاصل ضرب دو مسیر غیراستاندارد، که مسیر واسطه‎گری فرضی را تشکیل می‎دهند، محاسبه می‎شود. سپس، ۹۵ درصد فاصله اطمینان در اطراف این ضریب، برآورد می‎شود. اگر این فاصله شامل صفر نگردد، واسطه‎گری نسبی فرض می‎شود. مک کینون و دیگران (۲۰۰۲، نقل از شوارتز و دیگران، ۲۰۰۶) فقط به واسطه‎گری نسبی اذعان دارند و استدلال می‎کنند که واسطه‎گری کامل وجود ندارد.

 

مک کینون و دیگران (۲۰۰۷) 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، ۱۳ جولای، ۲۰۱۰) آن را معرفی کرده است، بهره گرفتیم.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

۱٫ Holmbeck, G. N.	۳٫ Tix, A. P.
۲٫ Frazier, P. A.	۴٫ Barron, K. E.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

۱٫ Sobel, M. E.	۳٫ Hoffman, J. M.	۵٫ Sheets, V.
۲٫ Lockwood, C. M.	۴٫ West, S. G.	۶٫ Hoyle, R. H.

 

 

 

 

 

 

1. Asymetric Distribution of Product Test

    نمونه مورد بررسی به روش نمونه‎گیری چندمرحله‎ای انتخاب شد. در مرحله نخست نمونه‎گیری، از سه ناحیه شمال، مرکز و جنوب تهران سه منطقه ۱، ۱۳ و ۱۹ از مناطق نوزده‎گانه آموزشی تهران به قید قرعه انتخاب شدند. در مرحله بعدی، برای انتخاب دانش‎آموزان از سه منطقه آموزشی یادشده، روش خوشه‎ای دو مرحله‎ای به‎کارگرفته شد. در وهله اول، از فهرست اسامی مدارس راهنمایی دولتی (به تفکیک جنس) سه تا پنج مدرسه به‎طور تصادفی انتخاب شد و در وهله بعد، از مدارس منتخب، به روش تصادفی یک یا دو کلاس پایه دوم راهنمایی مبنای انتخاب دانش‎آموزان دختر و پسر قرار گرفت.

 

 

در پژوهش حاضر بر مبنای توصیه‎هایی که در مورد حجم نمونه در روش الگویابی معادله ساختاری شده است، سعی شد که در هر منطقه ۲۰۰ دانش‎آموز (۱۰۰ دختر و ۱۰۰ پسر) و مراقبان اصلی آنها به عنوان جمعیت نمونه انتخاب شوند. در نهایت، پس از بررسی پرسشنامه‎ها( با حذف دانش‎آموزان دارای سابقه بیماری و مردودی) ۶۱۳ نفر دانش‎آموز پایه دوم راهنمایی (۳۱۴ نفر دختر و ۲۹۹ نفر پسر) و مراقبان اصلی آنها (عمدتاً مادران) نمونه پژوهش حاضر را تشکیل دادند.

 

 

 

۴ـ۳ ابزارهای گردآوری اطلاعات

 

برای گردآوری اطلاعات، هفت پرسشنامه در گروه نوجوانان و چهار پرسشنامه در مورد والدین به‎کارگرفته شد. همچنین هر دو گروه، پرسشنامه 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 حیطه 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 کوتاه‎شده 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 ترجمه معکوس شدند؛ بدین‎ترتیب که فردی متخصص در حیطه 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 وهله 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 نظرهای ایشان، برای اجرای اولیه آماده شدند. به دنبال این مرحله، پرسشنامه‎ها به‎طور مقدماتی در تعداد محدودی از افراد نمونه تحقیق (۳۰ نفر) اجرا شدند که نمره پایایی پرسشنامه‎ها با روش آلفای کرونباخ مبیّن ثبات درونی ابزارهای اندازه‎گیری در پژوهش بودند.

 

پایایی پرسشنامه‎ها، در اجرای نهایی نیز محاسبه شده ‎است. در این محاسبه از روش”حذف گویه به شرط افزایش پایایی”استفاده شده است. بر اساس این روش، اگر حذف گویه‎ای ضریب پایایی را به مقدار قابل توجهی افزایش دهد، این گویه حذف می‎شود. در این پژوهش در برخی از پرسشنامه‎ها، با کاربرد این روش، گویه‎هایی حذف شدند. همچنین اعتبار عاملی پرسشنامه‎ها که صورتی از اعتبار سازه است (سرمد و دیگران، ۱۳۸۳) از طریق تحلیل عامل اکتشافی و تأییدی بررسی شد. در بخش‎های بعدی گزارش، نتایج به‎ دست آمده از تحلیل عامل اکتشافی هر یک از زیرمقیاس‎ها گزارش می‎شوند. از آنجا که در این فصل الگوی تحلیل عاملی تأییدی کل زیرمقیاسها ارائه خواهد شد، نتایج حاصل از تحلیل عامل تأییدی هر یک از زیرمقیاس‎ها در پیوستِ ب گزارش پژوهش، آورده شده‎اند. به استثنای مقیاس هویت که برای ارائه نمونه‎ای از روند کارِ تعیین اعتبار سازه پرسشنامه‎ها، نتایج هردو نوع تحلیل عاملی گزارش شده است.

 

 

در سطوری که در پی می‎آیند، پیش از بیان مشخصات هر یک از پرسشنامه‎‎ها و ویژگی‎های روان‎سنجی آنها، رویه اجرای ابزارهای پژوهش، توضیح داده خواهند شد.

 

 

 

۱ـ۴ـ۳ رویه اجرای پرسشنامه‎ها

 

پس از تدارک نهایی پرسشنامه‎ها، با مراجعه به دفتر تحقیقات سازمان آموزش و پرورش شهرتهران، مجوز اجرای پرسشنامه‎ها با اعمال محدودیت‎هایی اخذ شد. بدین‎ترتیب که سه سؤال از پرسشنامه‎ای که رفتار مشکل‎آفرین را براساس گزارش نوجوان می‎سنجید و چهار سؤال از پرسشنامه‎ای که رفتار مشکل‎آفرین نوجوان را بر اساس گزارش والدین اندازه‎گیری می‎کرد، به دلیل اینکه محتوای آنها به فعالیت جنسی و مصرف مواد مربوط بود، مجوز اجرا در مدارس راهنمایی را دریافت نکردند و از مجموعه سؤالات حذف شدند.

 

به‎دنبال اخذ مجوز از دفتر تحقیقات، با مراجعه به مناطق آموزش و پرورش، فهرست اسامی مدارس راهنمایی دولتی دخترانه و پسرانه سه منطقه ۱، ۱۳ و ۱۹ دریافت شد. در مراجعه به مدارس منتخب، در جلسه‎ای با مدیر مدرسه پس از برقراری ارتباط مؤثر و بیان توضیحاتی در باب پژوهش، در ابتدا در مورد اجرای پرسشنامه‎های نوجوانان در کلاس، هماهنگی‎های لازم صورت گرفت و در وهله بعد، برای اجرای پرسشنامه‎های والدین، جلسه‎ای تعیین ‎شد تا مراقب اصلی نوجوان، یعنی، کسی که مسئولیت امور روزمره او را دارد ـ که در فرهنگ ما به‎طور عمده مادران عهده‎دار چنین مسئولیتی هستند ـ در آن جلسه حضور یابند.

 

کلیه پرسشنامه‎های نوجوانان در کلاس به‎طور گروهی و بدون ذکر نام اجرا شدند (قبلاً هر پرسشنامه بر اساس نام دانش‎آموز در دفتر کلاس، کدگذاری شد).

 

هر نوجوان، دفترچه‎ای حاوی هفت پرسشنامه دریافت می‎کرد. در ابتدای هر دفترچه، راهنمایی تعبیه شده بود تا شرکت‎کنندگان به‎طور کلی با تحقیق آشنا شوند و از محرمانه بودن نتایج آن مطمئن شوند. با این حال، در ابتدا پس از ایجاد ارتباط با دانش‎آموزان، به‎طور شفاهی نیز در باب تحقیق و اینکه نتایج آن محرمانه است، لزومی به ذکر نام نیست، اطلاعات فردی به صورت کلی تفسیر خواهد شد و اینکه پاسخگویی به پرسشنامه‎ها ارتباطی به رابطه نوجوان با مدرسه ندارد و در نتایج تحصیلی آنها بی‎تأثیر است، توضیحاتی داده می‎شد و پس از کسب موافقت دانش‎آموزان، پرسشنامه‎ها اجرا می‎گردید. برای جلوگیری از خستگی دانش‎آموزان، در صورت نیاز وقت استراحتی به آنها داده می‎شد. زمان پاسخگویی به کلیه پرسشنامه‎ها به‎طور متوسط ۵۵ دقیقه بود.

 

در مورد مراقبان اصلی نوجوان (عمدتاً مادران)، در جلسه‎ تعیین‎شده پس از برقراری ارتباط، مادران دفترچه‎ای حاوی چهار پرسشنامه دریافت می‎کردند. در ابتدای هر دفترچه، راهنمایی قرار شده بود تا شرکت‎کنندگان به‎‎طور کلی با تحقیق آشنا شوند و از محرمانه بودن نتایج آن مطمئن شوند. با این حال، به‎طور شفاهی نیز در باب تحقیق و این که نتایج آن محرمانه است، لزومی به ذکر نام نیست (قبلاً پرسشنامه ـ ها بر اساس کد دانش‎آموز، کدگذاری شده بود)، اطلاعات فردی به صورت کلی تفسیر خواهد شد و اینکه پاسخگویی به پرسشنامه‎ها ارتباطی به رابطه آنها با مدرسه ندارد و در نتایج تحصیلی فرزندان آنها بی‎تأثیر است، توضیحاتی داده می‎شد و پس از کسب موافقت والدین، پرسشنامه‎ها اجرا می‎گردید. والدینی که سواد کافی برای پاسخگویی به پرسشنامه‎ها را داشتند، خود به تکمیل آنها اقدام کردند. در این گروه از مادران، زمان پاسخگویی به‎طور متوسط ۴۰ دقیقه بود، اما در مورد والدین بی‎سواد و کم سواد، آزمونگر سؤالات را برای آنها می‎خواند و بدین‎ترتیب پرسشنامه‎ها تکمیل می‎شدند.

 

 

 

۲ـ۴ـ۳ پرسشنامه جمع‎آوری اطلاعات

 

برای دستیابی به اطلاعات جمعیت‎شناختی، پرسشنامه‎هایی حاوی مواردی از مشخصات فردی و خانوادگی هم برای نوجوانان (۱۵مورد) و هم برای والدین (۲۰مورد) تدارک شد که هر دو گروه آنها را تکمیل کردند
    بر اساس اطلاعات به‎ دست آمده از پرسشنامه‎های جمع‎آوری اطلاعات، از مجموع ۶۱۳ دانش‎آموز (۵۱ درصد دختر و ۴۹ درصد پسر)، ۳۳ درصد به منطقه ۱، ۳۳ درصد به منطقه سیزده و ۳۴ درصد به منطقه نوزده تعلق داشته‎اند. ۸۸ درصد از دانش‎آموزان و ۵۵ درصد از والدین متولد تهران و ۱۲درصد دانش‎آموزان و ۴۵

 

درصد والدین در شهرستان تولد یافته‎اند. ۹۱ درصد از والدین شرکت‎کننده را مادران (۸۶ درصد خانه دار، ۵۱ درصد دارای تحصیلات دبیرستانی و دیپلم) و ۹ درصد را پدران (۶۰ درصد دارای شغل آزاد، ۴۲ درصد دارای تحصیلات دبیرستانی و دیپلم) تشکیل داده‎اند. ۸۳ درصد از خانواده‎ها، تا پنج نفر عضو داشته‎اند.۸۳ درصد از دانش‎آموزان هم در خانواده با پدر، مادر و خواهران و برادران زندگی کرده‎اند.

 

 

 

۳ـ۴ـ۳ بافت خانواده

 

همان‎طور که پیش‎تر بیان شد (فصل یک: تعریف‎های مفهومی و عملیاتی متغیرها)، در پژوهش حاضر، بافت خانواده بر حسب متغیرهای (۱) دل‎مشغولی والدین در مورد زندگی نوجوان، (۲) والدگری مثبت، (۳) ارتباط

 

والد ـ نوجوان و نهایتاً (۴) حمایت خانواده عملیاتی شده است. هم والدین و هم نوجوانان کلیه مقیاس‎های مربوط به چهار نشانگر را تکمیل کردند.

 

برای کلیه مقیاس‎های والدگری، سؤالات مشابهی برای گزارش‎های نوجوان و والد مورد استفاده قرار گرفت، لکن متناسب با گزارش‎دهنده، فقط تطبیق‎های جزئی در بیان سؤال داده شد. برای مثال، جمله “وقتی با مادرم صحبت می‎کنم، او به من گوش می‎دهد”(گزارش نوجوان) به جمله”وقتی فرزندم با من صحبت می‎کند، من به او گوش می‎دهم”تغییریافت.

 

الف) مقیاس شیوه‎های والدگری

 

دل‎مشغولی والدین در مورد زندگی نوجوان و والدگری مثبت با بهره گرفتن از مقیاس”شیوه‎های والدگری” گورمن ـ اسمیت و دیگران (۱۹۹۶، اقتباس از شوارتز و دیگران، ۲۰۰۵) اندازه‎گیری شدند.

 

زیرمقیاس دل‎مشغولی والدین (گزارش نوجوان: ۱۱سؤال و گزارش والد: ۲۱ سؤال) میزان رغبت والدین و نگرانی آنها را در باره زندگی نوجوان می‎سنجد. پاسخ‎ها بر مبنای مقیاس لیکرت درجه‎بندی شده‎اند. نمره ـ های بالاتر در این زیرمقیاس مبیّن رغبت و نگرانی بیشتر والدین است (برای مثال، “وقتی خانه نیستید، آیا والدین‎تان می‎دانند که با چه کسانی بیرون هستید؟”).

 

زیرمقیاس والدگری مثبت (گزارش نوجوان: ۱۰سؤال؛ گزارش والد: ۹ سؤال) میزان استفاده از پاداش ـ های مثبت و تشویق رفتار مناسب از سوی والدین را می‎سنجد. پاسخ‎ها بر مبنای مقیاس لیکرت سه درجه‎ای (تقریباً هرگز، ۱؛ بعضی اوقات، ۲؛ بیشتر اوقات، ۳ ) درجه‎بندی شده‎اند (برای مثال،”وقتی شما کاری انجام داده باشید که والدین‎تان دوست دارند یا آن را می‎پسندند، آیا آنها به شما لبخند می‎زنند؟”).

 

گورمن ـ اسمیت و دیگران (۱۹۹۶)، پایایی زیرمقیاس‎ها را ۶۸/۰ تا ۸۱/۰ گزارش کرده‎اند. این زیرمقیاس‌ها در چندین پژوهش مورد استفاده قرارگرفته‎اند (برای مثال، شوارتز و دیگران۲۰۰۶؛ شوارتز و دیگران ۲۰۰۹). این پژوهشگران پایایی زیرمقیاس‎های مذکور را ۷۵/۰ تا ۸۹/۰ گزارش کرده‎اند.

    پایایی دو زیرمقیاس از مقیاس شیوه‎های والدگری با بهره‎گیری از روش آلفای کرونباخ (حذف سؤال به شرط افزایش پایایی) محاسبه شد. پایایی زیرمقیاس دل‎مشغولی والدین (گزارش نوجوان) با حذف سؤالات ۱،۲،۳، ۶۲/۰ و برای گزارش والد ۷۴/۰ به‎ دست آمد. همچنین پایایی زیرمقیاس والدگری مثبت برای گزارش نوجوان ۶۲/۰ و برای گزارش والد ۶۶/۰ حاصل شد.

 

 

۲ـ الف) تحلیل عاملی اکتشافی زیرمقیاس دل‎مشغولی والدین

 

با بهره گرفتن از روش تحلیل عاملی اصلی، ساختار عاملی زیرمقیاس دل‎مشغولی والدین (گزارش نوجوان) مورد بررسی قرار گرفت. این زیرمقیاس بر اساس نتایج به‎ دست‎آمده از تحلیل پایایی با ۸ سؤال وارد تحلیل عامل اکتشافی شد. اولین تحلیل عاملی نشان داد که یکی از سؤال‎ها (سؤال ۷) دارای بار عاملی کمتر از ۳/۰ است. کلاین (۱۹۹۷، ص.۵۲) اظهار می‎دارد که بار عاملی ۳/۰ مبیّن این است که ۹ درصد واریانس توسط عامل تبیین می‎شود و این مقدار به اندازه‎ای بزرگ است که بار عاملی چشمگیر باشد، برای همین با حذف سؤال ۷،  زیرمقیاس مجددا با ۷ سؤال تحلیل عاملی شد که در اینجا نتایج تحلیل دوم گزارش می‎شود (جدول۱ـ۳).

 

جدول ۱ـ۳٫ تحلیلی عامل اکتشافی زیرمقیاس دل‎مشغولی والدین (گزارش نوجوان)

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

کفایت نمونه گیری کایزر، میر، اولکین ( KMO )	آزمون کرویت بارتلت		درجه آزادی	معناداری	ارزش ویژه	درصد واریانس     تبیین شده
۷۲۶/۰	۵۰۶/۵۳۲		۲۱	۰۰۱/ ۰>P	۳۵۶/۲	۶۵۲/۳۳
سؤالات	۴	۵	۶	۸	۹	۱۰	۱۱
بار های عاملی	۶۱۲/۰	۶۰۵/۰	۵۸۸/۰	۴۵۲/۰	۶۶۲/۰	۵۱۴/۰	۶۰۱/۰

 

 

 

جدول ۱ـ۳ نشان می‎دهد که مقدار شاخص نمونه‎برداری و اندازه کرویت باتلر با درجه آزادی ۲۱ معنادارند. مقادیر قطر ماتریس همبستگی‎های ضد تصویری سؤال‎ها اندازه  بالاتر از ۷/۰ را برای این زیرمقیاس نشان دادند. بدین ترتیب، بر اساس این سه شاخص امکان تحلیل عاملی فراهم شد. جدول ارزش ویژه در تحلیل عاملی، یک عامل با بار ارزشی بالاتر از ۲ را نشان داد و بر اساس نتایج جدول واریانس استخراجی، مشخص شد که این عامل ۶۵۲/۳۳ درصد از واریانس دل‎مشغولی والدین را تبیین معنادار می‎کند. با توجه به شناسایی یک عامل، تحلیل عاملی، سؤال‎ها را بدون چرخش تحت یک عامل معرفی کرد. همان‎طور که نتایج جدول ۱ـ۳ نشان می‎دهد، کمترین بار عاملی به سؤال ۸ و بالاترین به سؤال ۹ اختصاص دارد.

 

در ادامه با بهره‎گیری از روش تحلیل عاملی اصلی، ساختار عاملی زیرمقیاس دل‎مشغولی والدین (گزارش والد) نیز مورد بررسی قرار گرفت. این زیرمقیاس بر اساس نتایج به‎ دست آمده از تحلیل پایایی با ۲۱ سؤال وارد تحلیل عامل اکتشافی شد. اولین تحلیل عاملی نشان داد که ۶ سؤال (سؤالات ۱،۲،۳،۴،۱۵،۱۷) دارای بار عاملی کمتر از ۳/۰ هستند. برای همین زیرمقیاس مجدداً با ۱۵ سؤال، تحلیل عاملی شد. نتایج تحلیل عاملی مجدد نشان داد که سؤال ۱۹ دارای بار عاملی کمتر از ۳/۰ است. بدین ترتیب، با حذف سؤال ۱۹ تحلیل عامل نهایی با ۱۴عامل صورت گرفت که در اینجا نتایج این تحلیل گزارش می‎شود (جدول۲ـ۳).

 

 

 

 

جدول ۲ـ۳٫ تحلیل عاملی اکتشافی زیر مقیاس دل‎مشغولی والدین (گزارش والد)

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

کفایت نمونه گیری کایزر، میر، اولکین ( KMO )	آزمون کرویت بارتلت		درجه آزادی	معناداری	ارزش ویژه	درصد واریانس تبیین شده
۸۲۳/۰	۷۸۸/۱		۹۱	۰۰۱/ ۰>P	۸۶۹/۳	۶۳۴/۲۷
سؤالات	۵	۶	۷	۸	۹	۱۰	۱۱
بار های عاملی	۳۹۷/۰	۳۲۲/۰	۶۲۴/۰	۵۶۳/۰	۳۳۸/۰	۶۲۷/۰	۴۰۱/۰
سؤالات	۱۲	۱۳	۱۴	۱۶	۱۸	۲۰	۲۱
بارهای عاملی	۴۳۷/۰	۴۶۳/۰	۵۵۳/۰	۳۸۱/۰	۵۶۱/۰	۴۷۶/۰	۳۱۵/۰

 

 

 

جدول ۲ـ۳ نشان می‎دهد که مقدار شاخص نمونه‎برداری و اندازه کرویت باتلر با درجه آزادی ۹۱ معنادارند. مقادیر قطر ماتریس همبستگی‎های ضد تصویری سؤال‎ها اندازه  بالاتر از ۷/۰ را برای این زیرمقیاس نشان دادند. بدین ترتیب بر اساس این سه شاخص، امکان تحلیل عاملی فراهم شد. جدول ارزش ویژه در تحلیل عاملی یک عامل با بار ارزشی بالاتر از ۳ را نشان داد و بر اساس نتایج جدول واریانس استخراجی، مشخص شد که این عامل ۶۳۴/۲۷ درصد از واریانس دل‎مشغولی والدین را تبیین معنادار می‎کند. با توجه به شناسایی یک عامل، تحلیل عاملی، سؤال‎ها را بدون چرخش تحت یک عامل معرفی کرد. همان‎طور که نتایج جدول ۲ـ۳ نشان می‎دهد، کمترین بار عاملی به سؤال ۲۱ و بالاترین به سؤال ۱۰ اختصاص دارد.

 

۳ـ الف) تحلیل عاملی اکتشافی زیرمقیاس والدگری مثبت

 

با بهره گرفتن از روش تحلیل عاملی اصلی، ساختار عاملی زیرمقیاس والدگری مثبت (گزارش نوجوان) مورد بررسی قرار گرفت. این زیرمقیاس بر اساس نتایج به‎ دست آمده از تحلیل پایایی با ۱۰ سؤال وارد تحلیل عامل اکتشافی شد. اولین تحلیل عاملی نشان داد که سه سؤال (سؤال‎های ۱۲، ۲۰ و ۲۱) دارای بار عاملی کمتر از ۳/۰ است. برای همین زیرمقیاس مجدداً با ۷ سؤال تحلیل عاملی شد که در اینجا نتایج تحلیل دوم گزارش می‎شود (جدول۳ـ۳).

 

 

 

جدول ۳ـ۳٫ تحلیل عاملی اکتشافی زیرمقیاس والدگری مثبت (گزارش نوجوان)

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

کفایت نمونه گیری کایزر، میر، اولکین ( KMO )	آزمون کرویت بارتلت		درجه آزادی	معناداری	ارزش ویژه		درصد واریانس تبیین شده
۸۰۵/۰	۸۸۸/۷۳۵		۲۱	۰۰۱/ ۰>P	۷۲۴/۲		۹۱۰/۳۸
سؤالات	۱۳	۱۴	۱۵	۱۶	۱۷	۱۸		۱۹
بار های عاملی	۴۹۹/۰	۵۳۱/۰	۶۳۵/۰	۶۵۴/۰	۴۸۶/۰	۵۸۴/۰		۳۲۸/۰

 

 

 

جدول ۳ـ۳ نشان می‎دهد که مقدار شاخص نمونه‎برداری و اندازه کرویت باتلر با درجه آزادی ۲۱ معنادارند. مقادیر قطر ماتریس همبستگی‎های ضد تصویری سؤال‎ها اندازه بالاتر از ۷/۰ را برای این زیرمقیاس نشان دادند. بدین ترتیب بر اساس این سه شاخص، امکان تحلیل عاملی فراهم شد. جدول ارزش ویژه در تحلیل عاملی، یک عامل با بار ارزشی بالاتر از ۲ را نشان داد و بر اساس نتایج جدول  واریانس استخراجی، مشخص شد که این عامل ۹۱/۳۸ درصد از واریانس والدگری مثبت را تبیین معنادار می‎کند. با توجه به شناسایی یک عامل، تحلیل عاملی، سؤال‎ها را بدون چرخش تحت یک عامل معرفی کرد. همان‎طور که نتایج جدول ۳ـ۳ نشان می‎دهد، کمترین بار عاملی به سؤال ۱۹ و بالاترین به سؤال ۱۶ اختصاص دارد.

 

در ادامه، با بهره‎گیری از روش تحلیل عاملی اصلی، ساختار عاملی زیرمقیاس والدگری مثبت (گزارش والد) نیز مورد بررسی قرار گرفت. این زیرمقیاس بر اساس نتایج به‎ دست آمده از تحلیل پایایی با ۹ سؤال وارد تحلیل عامل اکتشافی شد. اولین تحلیل عاملی نشان داد که دو سؤال (سؤال‎های ۲۹ و ۳۰) دارای بار عاملی کمتر از ۳/۰ هستند. برای همین زیرمقیاس مجدداً با ۷ سؤال، تحلیل عاملی شد. نتایج این تحلیل عاملی در جدول ۴ـ۳ گزارش شده است.

 

 

 

جدول ۴ـ۳٫ تحلیل عاملی اکتشافی زیرمقیاس والدگری مثبت (گزارش والد)

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

کفایت نمونه گیری کایزر، میر، اولکین ( KMO )	آزمون کرویت بارتلت		درجه آزادی	معناداری	ارزش ویژه	درصد واریانس     تبیین شده
۷۴۳/۰	۰۷۴/۵۷۶		۲۱	۰۰۱/ ۰>P	۴۴۴/۲	۹۱۶/۳۴
سؤالات	۲۲	۲۳	۲۴	۲۵	۲۶	۲۷	۲۸
بار های عاملی	۵۶۳/۰	۵۵۹/۰	۵۲۳/۰	۴۷۵/۰	۴۶۶/۰	۴۶۹/۰	۳۶۵/۰

 

 

 

جدول ۴ـ۳ نشان می‎دهد که مقدار شاخص نمونه‎برداری و اندازه کرویت باتلر با درجه آزادی ۲۱ معنادارند. مقادیر قطر ماتریس همبستگی‎های ضد تصویری سؤال‎ها اندازه  بالاتر از ۷/۰ را برای این زیرمقیاس نشان دادند. بدین ترتیب بر اساس این سه شاخص، امکان تحلیل عاملی فراهم شد. جدول ارزش ویژه در تحلیل عاملی یک عامل با بار ارزشی بالاتر از ۲ را نشان داد و بر اساس نتایج جدول  واریانس استخراجی، مشخص شد که این عامل ۹۲/۳۴ درصد از واریانس والدگری مثبت را تبیین معنادار می‎کند. با توجه به شناسایی یک عامل، تحلیل عاملی، سؤالات را بدون چرخش تحت یک عامل معرفی کرد. همان‎طور که نتایج جدول ۴ـ۳ نشان می‎دهد که کمترین بار عاملی به سؤال ۲۸ و بالاترین به سؤال ۲۳ اختصاص دارد.

 

 

 

ب) مقیاس ارتباط والد ـ نوجوان

 

برای سنجش ارتباط بین والد و نوجوان از مقیاس”ارتباط والد ـ نوجوان”بارنز و السون (۱۹۸۵) بهره گرفته شد. این مقیاس ارتباط بی‎پرده بین والد و نوجوان و ارتباط مشکل‎دار بین این دو را می‎سنجد.

 

مقیاس ارتباط والد ـ نوجوان (گزارش نوجوان: ۴۰ سؤال؛ گزارش والد: ۲۰ سؤال)کیفیّت و محتوای ارتباط بین والد و نوجوان را می‎سنجد. فرم نوجوان ۴۰ سؤال دارد که نوجوانان در مورد کیفیت و محتوای ارتباطی که با مادرشان (۲۰ سؤال) و پدرشان (۲۰ سؤال) ادراک می‎کنند، گزارش می‎دهند (برای مثال، مادرم همیشه با صبر و دلسوزی به من گوش می‎دهد). در پژوهش حاضر سؤال‎های مربوط به والد گزارش‎دهنده، مورد تحلیل قرار گرفتند.

 

در فرم ۲۰ سؤالی والد، والد نوجوان در مورد کیفیت و محتوای ارتباط با فرزندش، گزارش می‎دهد (برای مثال، من همیشه با صبر و دلسوزی به فرزندم گوش می‎دهم). پاسخ‎ها بر مبنای مقیاس لیکرت پنج درجه‎ای (از کاملاً مخالفم، ۱ تا کاملاً موافقم، ۵) درجه‎بندی شده است. سؤال‎های مربوط به ارتباط مشکل‎دار به‎طور معکوس نمره‎گذاری می‎شوند.

 

بارنز و السون (۱۹۸۵) برای فرم نوجوان ۸۶/۰= α و برای فرم والد ۷۸/ = α را گزارش می‎دهند. این مقیاس در چندین پژوهش مورد استفاده قرارگرفته‎ است. برای مثال، شوارتز و دیگران (۲۰۰۵) در پژوهش خود برای گزارش والد به ۸۴/۰= α و برای گزارش نوجوان به ۸۷/۰= α دست یافته‎اند. باربر (۲۰۰۵) شواهدی دال بر اعتبارهای پیش‎بین و سازه و پایایی این مقیاس را گزارش داده است.

 

در ادامه، به نتایج به دست آمده در باب پایایی و اعتبار سازه این مقیاس در اجرای نهایی خواهیم پرداخت.

 

 

 

۱ـ ب) پایایی مقیاس

 

    پایایی مقیاس ارتباط والد ـ نوجوان با بهره‎گیری از روش آلفای کرونباخ محاسبه شد. پایایی مقیاس ارتباط والد ـ نوجوان (گزارش نوجوان) ۸۱/۰ و برای گزارش والدین ۷۵/۰ به‎ دست آمد.

 

۲ـ ب) تحلیل عاملی اکتشافی

 

با بهره گرفتن از روش تحلیل عاملی اصلی، ساختار عاملی مقیاس ارتباط والد ـ نوجوان (گزارش نوجوان) مورد بررسی قرار گرفت. این زیرمقیاس بر اساس نتایج به‎ دست آمده از تحلیل پایایی با ۲۰ سؤال وارد تحلیل عامل اکتشافی شد. اولین تحلیل عاملی نشان داد که چهار سؤال (سؤال‎های ۹، ۲۳، ۲۹ و ۳۹ )  دارای بار عاملی کمتر از ۳/۰ است. برای همین مقیاس مجدداً با ۱۶ سؤال تحلیل عاملی شد که در اینجا نتایج تحلیل دوم گزارش می‎شود (جدول۵ـ۳).

 

 

 

 

 

 

 

جدول ۵ـ۳٫ تحلیل عاملی اکتشافی مقیاس ارتباط والدـ نوجوان (گزارش نوجوان)

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

کفایت نمونه گیری کایزر، میر، اولکین ( KMO )	آزمون کرویت بارتلت		درجه آزادی	معناداری	ارزش ویژه		درصد واریانس تبیین شده
۹۱۸/۰	۹۹۴/۲		۱۲۰	۰۰۱/ ۰>P	۷۳۸/۵		۸۶/۳۵
سؤالات	۱	۳	۵	۷	۱۱	۱۳		۱۵
بار های عاملی	۶۰۳/۰	۳۱۱/۰	۶۱۵/۰	۳۹۵/۰	۴۱۸/۰	۷۵۱/۰		۶۹۶/۰
سؤالات	۱۷	۱۹	۲۱	۲۵	۲۷	۳۱		۳۳
بار های عاملی	۵۱۲/۰	۴۴۶/۰	۵۰۶/۰	۷۱۰/۰	۶۵۶/۰	۶۰۵/۰		۵۲۸/۰
سؤالات	۳۵	۳۷
بار های عاملی	۵۳۲/۰	۵۵۵/۰

 

 

 

جدول ۵ـ۳ نشان می‎دهد که مقدار شاخص نمونه‎برداری و اندازه کرویت باتلر با درجه آزادی ۱۲۰ معنادارند. مقادیر قطر ماتریس همبستگی‎های ضد تصویری سؤال‎ها اندازه بالاتر از ۸/۰را برای این مقیاس نشان دادند. بدین ترتیب، بر اساس این سه شاخص امکان تحلیل عاملی فراهم شد. جدول ارزش ویژه در تحلیل عاملی، یک عامل با بار ارزشی بالاتر از ۵ را نشان داد و بر اساس نتایج جدول واریانس استخراجی، مشخص شد که این عامل۸۶/۳۵ درصد از واریانس ارتباط والد ـ نوجوان را تبیین معنادار می‎کند. با توجه به شناسایی یک عامل، تحلیل عاملی، سؤالات را بدون چرخش تحت یک عامل معرفی کرد. همان‎طور که نتایج جدول ۵ـ۳ نشان می‎دهد، کمترین بار عاملی به سؤال ۳ و بالاترین به سؤال ۱۳ اختصاص دارد.

 

در ادامه با بهره‎گیری از روش تحلیل عاملی اصلی، ساختار عاملی مقیاس ارتباط والد ـ نوجوان (گزارش والد) نیز مورد بررسی قرار گرفت. این مقیاس بر اساس نتایج به‎ دست آمده از تحلیل پایایی با ۲۰ سؤال وارد تحلیل عامل اکتشافی شد. اولین تحلیل عاملی نشان داد که ۴ سؤال (سؤال‎های۲، ۵،۱۰ و۱۲) دارای بار عاملی کمتر از ۳/۰ هستند. برای همین مقیاس مجدداً با ۱۶ سؤال، تحلیل عاملی شد. نتایج این تحلیل در جدول ۶ـ۳ گزارش شده است.

 

جدول ۶ـ۳ نشان می‎دهد که مقدار شاخص نمونه‎برداری و اندازه کرویت باتلر با درجه آزادی ۹۱ معنادارند. مقادیر قطر ماتریس همبستگی‎های ضد تصویری سؤال‎ها اندازه بالاتر از ۷/۰را برای این مقیاس نشان دادند. بدین ترتیب بر اساس این سه شاخص، امکان تحلیل عاملی فراهم شد. جدول ارزش ویژه در تحلیل عاملی یک عامل با بار ارزشی بالاتر از ۴ را نشان داد و بر اساس نتایج جدول واریانس استخراجی، مشخص شد که

 

 

 

 

 

جدول۶ـ۳٫ تحلیل عاملی اکتشافی مقیاس ارتباط والد ـ نوجوان (گزارش والد)

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

کفایت نمونه گیری کایزر، میر، اولکین ( KMO )	آزمون کرویت بارتلت		درجه آزادی	معناداری	ارزش ویژه	درصد واریانس     تبیین شده
۸۵۵/۰	۴۷۶/۲		۱۲۰	۰۰۱/ ۰>P	۷۰۵/۴	۴۰۸/۲۹
سؤالات	۱	۳	۴	۶	۷	۸	۹
بار های عاملی	۴۵۶/۰	۵۳۶/۰	۳۲۱/۰	۳۵۳/۰	۶۴۵/۰	۷۰۱/۰	۵۷۵/۰
سؤالات	۱۱	۱۳	۱۴	۱۵	۱۶	۱۷	۱۸
بارهای عاملی	۳۲۸/۰	۵۵۸/۰	۴۶۰/۰	۴۵۹/۰	۶۴۵/۰	۶۲۵/۰	۳۰۵/۰
سؤالات	۱۹	۲۰
بارهای عاملی	۳۳۹/۰	۴۴۵/۰

 

 

 

این عامل ۴۰۸/۲۹ درصد از واریانس ارتباط والد ـ نوجوان را تبیین معنادار می‎کند. با توجه به شناسایی یک عامل، تحلیل عاملی، سؤال‎ها را بدون چرخش تحت یک عامل معرفی کرد. همان‎طور که نتایج جدول ۶ـ۳ نشان می‎دهد، کمترین بار عاملی به سؤال ۱۸ و بالاترین به سؤال ۸ اختصاص دارد.

 

 

 

پ ) مقیاس روابط خانوادگی

 

حمایت خانواده با بهره گرفتن از مقیاس”روابط خانوادگی” تولان و دیگران (۱۹۹۷) اندازه‎گیری شدند.

 

این زیرمقیاس، حمایت در محیط خانوادگی را می‎سنجد. زیرمقیاس حمایت (گزارش نوجوان: ۶ سؤال،  گزارش والد: ۶ سؤال) میزان احساس شخص را در مورد این که اعضای خانواده چقدر او را تشویق می‎کنند و با او راحت هستند، می‎سنجد (“خانواده‎ام از من خیلی زیاد انتظار دارند”). پاسخ‎ها بر مبنای مقیاس لیکرت چهار درجه‎ای (از کاملاً مخالفم، ۱ تا کاملاً موافقم، ۴) درجه‎بندی شده است. سؤال‎های مربوط به زیرمقیاس حمایت، به‎طور معکوس نمره‎گذاری می‎شوند.

 

تولان و دیگران (۱۹۹۷) برای فرم نوجوان زیرمقیاس حمایت ۶۰/۰= α و برای فرم والد آن ۶۴/۰= α را گزارش می‎دهند. این مقیاس در چندین پژوهش مورد استفاده قرار گرفته و گزارش‎ها حاکی از پایایی مناسب ابزار است. برای مثال، شوارتز و دیگران (۲۰۰۶) در پژوهش خود برای گزارش والد ۷۴/۰= α و برای گزارش نوجوان ۸۰/۰ = α را گزارش کرده‎اند.

 

در ادامه، به نتایج به‎ دست آمده در باب پایایی و اعتبار سازه این زیرمقیاس در اجرای نهایی خواهیم پرداخت.

 

 

 

۱ـ پ) پایایی زیرمقیاس حمایت خانواده

 

پایایی زیرمقیاس حمایت خانواده با بهره‎گیری از روش آلفای کرونباخ (حذف سؤال به شرط افزایش پایایی) محاسبه شد. پایایی زیرمقیاس حمایت خانواده (گزارش نوجوان) با حذف سؤالات ۱، ۴ و ۱۱، ۵۲/۰ و برای گزارش والدین  با حذف همین سؤالات ۶۳/۰ به‎ دست آمد.

 

 

 

۲ـ پ) تحلیل عاملی اکتشافی زیرمقیاس حمایت خانواده

 

با بهره گرفتن از روش تحلیل عاملی اصلی، ساختار عاملی زیرمقیاس حمایت خانواده (گزارش نوجوان) مورد بررسی قرار گرفت. این زیرمقیاس بر اساس نتایج به‎ دست آمده از تحلیل پایایی با ۳ سؤال وارد تحلیل عامل اکتشافی شد. نتایج این تحلیل در جدول ۷ـ۳ گزارش شده است.

 

 

 

جدول۷ـ۳٫ تحلیل عاملی اکتشافی زیرمقیاس حمایت خانواده (گزارش نوجوان)

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

کفایت نمونه گیری کایزر، میر، اولکین ( KMO )	آزمون کرویت بارتلت		درجه آزادی	معناداری	ارزش ویژه		درصد واریانس     تبیین شده
۵۸۱/۰	۵۰۵/۱۲۵		۳	۰۰۱/ ۰>P	۵۲۶/۱		۸۵۷/۵۰
سؤالات	۵	۷	۱۰
بار های عاملی	۷۲۴/۰	۳۵۶/۰	۴۸۱/۰

 

 

 

جدول ۷ـ۳ نشان می‎دهد که مقدار شاخص نمونه‎برداری و اندازه کرویت باتلر با درجه آزادی ۳ معنادارند. مقادیر قطر ماتریس همبستگی‎های ضد تصویری سؤال‎ها اندازه بالاتر از ۵/۰ را برای این زیرمقیاس نشان دادند. بدین ترتیب بر اساس این سه شاخص، امکان تحلیل عاملی فراهم شد. جدول ارزش ویژه در تحلیل عاملی، یک عامل با بار ارزشی بالاتر از ۱ را نشان داد و بر اساس نتایج جدول  واریانس استخراجی، مشخص شد که این عامل ۸۵۷/۵۰ درصد از واریانس حمایت خانواده را تبیین معنادار می‎کند. با توجه به شناسایی یک عامل، تحلیل عاملی، سؤال‎ها را بدون چرخش تحت یک عامل معرفی کرد. همان‎طور که نتایج جدول ۷ـ۳ نشان می‎دهد، کمترین بار عاملی به سؤال ۷ و بالاترین به سؤال ۵ اختصاص دارد.

 

در ادامه، با بهره‎گیری از روش تحلیل عاملی اصلی، ساختار عاملی زیرمقیاس حمایت خانواده (گزارش والد) نیز مورد بررسی قرار گرفت. این زیرمقیاس بر اساس نتایج به‎ دست آمده از تحلیل پایایی با ۳ سؤال وارد تحلیل عاملی اکتشافی شد. نتایج این تحلیل در جدول ۸ـ۳ گزارش شده است.

 

 

 

 

 

جدول ۸ـ۳٫ تحلیل عاملی اکتشافی زیرمقیاس حمایت خانواده (گزارش والد)

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

کفایت نمونه گیری کایزر، میر، اولکین ( KMO )	آزمون کرویت بارتلت		درجه آزادی	معناداری	ارزش ویژه	درصد واریانس تبیین شده
۶۴۰/۰	۶۲۲/۲۱۴		۳	۰۰۱/ ۰>P	۷۲۰/۱	۳۳۳/۵۷
سؤالات	۵	۷	۱۰
بار های عاملی	۶۰۳/۰	۵۲۰/۰	۶۸۱/۰

 

 

 

جدول ۸ـ۳ نشان می‎دهد که مقدار شاخص نمونه‎برداری و اندازه کرویت باتلر با درجه آزادی ۳ معنادارند. مقادیر قطر ماتریس همبستگی‎های ضد تصویری سؤال‎ها اندازه بالاتر از ۶/۰ را برای این زیرمقیاس نشان دادند. بدین ترتیب بر اساس این سه شاخص، امکان تحلیل عاملی فراهم شد. جدول ارزش ویژه در تحلیل عاملی یک عامل با بار ارزشی بالاتر از ۱ را نشان داد و بر اساس نتایج جدول واریانس استخراجی، مشخص شد که این عامل ۳۳۳/۵۷ درصد از واریانس حمایت خانواده را تبیین معنادار می‎کند. با توجه به شناسایی یک عامل، تحلیل عاملی، سؤال‎ها را بدون چرخش تحت یک عامل معرفی کرد. همان‎طور که نتایج جدول ۸ـ۳ نشان می‎دهد، کمترین بار عاملی به سؤال ۷ و بالاترین به سؤال ۱۰ اختصاص دارد.