اخلصائص السيكومرتية للنسخة اجلزائرية ملقياس توقعات الكفاءة الذاتية العامة لدى تالميذ املرحلة الثانوية

Transcript

1 اخلصائص السيكومرتية للنسخة اجلزائرية ملقياس توقعات الكفاءة الذاتية العامة لدى تالميذ املرحلة الثانوية ** زياد * منصور د. بوقصارة رشيد أ. جامعة وى ارف - الج ازئر استم بتاريخ: تمت م ارجعتو بتاريخ: قبؿ لمنشر بتاريخ: الممخص: تيدؼ الد ارسة الحالية إلى تقوي الخصائص السيكومترية لمنسخة الج ازئرية لمقياس توقعات الكفاءة العامة لدى 111 تالميذ المرحمة الثانوية. اختيرت عينة قواميا 339 تمميذا وتمميذة مني ذكور و 228 إناث. كما اختيرت عينة أخرى مختمفة عف العينة األساسية مكونة مف 69 تمميذا وتمميذة استخدمت لمتحقؽ مف الثبات بإعادة التطبيؽ. ولمتأكد مف ثبات المقياس ت استخدا أربع طرؽ ىي: معامؿ "ألفا كرونباخ" والثبات بإعادة التطبيؽ ومعامؿ "جتماف" ومعامؿ "سبيرماف وب اروف" المصحح. كما ت التحقؽ مف صدؽ المقياس مف خالؿ: الصدؽ الظاىري الصدؽ التمييزي لمبنود الصدؽ المحكي )التالزمي( وصدؽ التحميؿ العاممي االستكشافي والتحميؿ العاممي التوكيدي. أكدت نتائج الد ارسة عمى جودة الخصائص السيكومترية لمقياس توقعات الكفاءة الذاتية العامة في البيئة الج ازئرية. الكممات المفتاحية: الخصائص السيكومترية التحميؿ العاممي التوكيدي الكفاءة الذاتية العامة. Psychometric properties of the Generalized Self-Efficacy Expectations Scale- Algerian version- for high school pupils Mensour BOGASSARA * Rachid ZIAD ** University of Oran Abstract This study aims to evaluate the psychometric properties of the Generalized Self-Efficacy Expectations Scale- Algerian version (GES) for high school pupils. A selected sample of N=339 including 288 females and 111 males of high Shool pupils. Another sample was selected which was different from the basic sample consisting of N=69 males and females pupils used to test-retest reliability method. To evaluate the scale reliability four (04) ways were utilized: Gronbach s alpha coefficient, the test-retest method, Guttman coefficient, and the spearman and Brown correction coefficient. The validity of scale was confirmed through several ways: the face validity, discriminant validity of items, concurrent validity, construct validity using exploratory and confirmatory factor analysis. The results of the study confirmed the quality of the psychometric properties of the Generalized Self-Efficacy Expectations Scale in the Algerian Environment. Keywords : psychometric properties, confirmatory factor Analysis, self -efficacy. E. Mail: * mansour200861@yahoo.fr, ** ziadpsy@gmail.com

2 مقدم ة: تعتبر توقعات الكفاءة الذاتية مف البناءات النظرية التي تقو عمى نظرية التعم االجتماعي المعرفي )لباندو ار( والتي باتت تحظى في السنوات األخيرة بأىمية مت ازيدة في مجاؿ عم نفس الصحة إلسياميا كعامؿ وسيط في تعديؿ السموؾ. وقد ع از )باندو ار( أىمية مركزية وقصد بيا معرفيات )استع ارفات(. )سامر 1997( الكفاءة تستخد الم ارجع المختصة مفاىي توقعات الكفاءة Self-efficienyassment وتوقعات الكفاءة الذاتية (Bandura, 1977( Comptency Expectancies Self-Efficiency Expectancies نفسو كما أف بعض الم ارجع تستعمؿ م اردؼ أخر لمكفاءة الذاتية وىو الفاعمية الذاتية )الزيات ( أيضا الكفاءة الذاتية وتقدير توقعات في السياؽ.Self-efficacy وتنبع أىمية توقعات الكفاءة الذاتية بالنسبة لمممارسة التربوية والعيادية النفسية والنفسية الصحية ألنيا تؤثر عمى الكيفية التي يشعر ويفكر بيا الناس فيي ترتبط عمى المستوى االنفعالي بصورة سمبية مع مشاعر القمؽ واالكتئاب والقيمة الذاتية المنخفضة وعمى المستوى المعرفي ترتبط مع الميوؿ التشاؤمية ومع القميؿ مف قيمة الذات. (Schwarzer,1995) كما يؤكد )باندو ار( (Bandura,1982) عمى أف معتقدات الفرد عف فاعميتو الذاتية تتجمى مف خالؿ اإلد ارؾ المعرفي لمقد ارت الشخصية والخب ارت المتعددة سواء المباشرة أو الغير مباشرة (Bandura, 1982,142) فسموؾ الفرد وفقا لنظرية فاعمية الذات ال تحكمو فقط قدرة الفرد المدركة عمى انجاز السموؾ بؿ يحكمو أيضا األثر المتوقع مف انجاز أو تحقيؽ ىذا السموؾ. والفاعمية الذاتية ليست مجرد مشاعر عامة ولكنيا تقوي مف جانب الفرد لذاتو عما يستطيع القيا بو ومدى مصابرتو ولمجيد الذي يبذلو ومرونتو في التعامؿ مع المواقؼ الصعبة والمعقدة. كما تعد فاعمية الذات مف أى آليات القوى الشخصية لدى األف ارد حيث تمثؿ مرك از أساسيا في دافعية األف ارد لمقيا بأي نشاط فيي تساعد الفرد عمى مجابية الضغوط التي تعترض طريقو في م ارحؿ حياتو المختمفة.)صالح 461( 1993 ويرى )باندو ار( )Bandura,1982( أف فاعمية الذات ليست سمة ثابتة في السموؾ الشخصي بؿ ىي مجموعة مف األحكا ال تتصؿ بما أنجزه الفرد فقط ولكف أيضا بالحك عمى ما يستطيع انجازه وانيا نتاج المقدرة الشخصية) Bandura,1982,126 (. ويتصؼ مفيو فاعمية الذات كما يشير)باندو ار( )Bandura,1982( بأنو ذو طبيعة تأثيرية وقادر عمى تفسير السموؾ الضروري لفي تعامؿ األف ارد مع بيئاتي وىو لب بناء عالقة بيف المعرفة والسموؾ. ويتضح لمباحثاف أف مفيو الفاعمية الذاتية الذي قدمو )باندو ار( Bandura في نظريتو لو دور فعاؿ في االنجاز ونجاح األداء والمواظبة والرفع مف فاعمية الذات وقدرتيا عمى مواجية العديد مف المشكالت التي تقؼ عائقا بيف الفرد وحاجاتو.

3 اإلشكالية: تشير نتائج الد ارسات التي أجريت عمى "توقعات الكفاءة الذاتية" إلى صالحية ىذا البناء في تعديؿ السموؾ والتنبؤ بو في مجاالت مختمفة كاإلنجاز المدرسي والترقي الميني واالضط اربات االنفعالية والصحة النفسية والجسدية. فاكتساب االتجاىات التفاؤلية نحو القد ارت واإلمكانات الذاتية يقود أيضا إلى مضاعفة الجيود وازدياد القدرة عمى التحمؿ وبالتالي أيضا إلى رفع نتائج االنجاز وعد االستسال واليأس. 1997( )سامر ويتضح مف خالؿ الم ارجع المتخصصة حوؿ القياس التشخيصي لتوقعات الكفاءة الذاتية إلى وجود صعوبة في التفسير الواضح ليذا البناء مف ناحية القياس النفسي لو وتنبع ىذه الصعوبة مف كوف األمر يتعمؽ بقناعات فردية ذاتية وليس ىناؾ مف وسيمة مالئمة لذلؾ سوى االستبانة. (Schwarzer,1992, 1993) ومنذ عا 1981 يعمؿ )شفارتسر( ومجموعتو في جامعة برليف الحرة في ألمانيا عمى تطوير أداة تشخيصية لقياس توقعات الكفاءة الذاتية لتتالء مع مجموعة كبيرة مف المواقؼ عمى عكس )باندو ار( الذي قصر ىذا البناء عمى مواقؼ خاصة فقط. وقد اشتممت ىذه األداة عمى توقعات الكفاءة الذاتية العامة والنزوعية dispositional باإلضافة إلى ذلؾ فقد طور )شفارتسر( وزمالؤه ستة مقاييس خاصة لقياس الكفاءة الذاتية تجاه التغذية الصحية واغ ارء التدخيف وسموؾ الوقاية مف السرطاف ومساعدة اآلخريف. ويشير )شفارتسر( و)جيروزيمي( Jerusalem,1989) (Schwarzer & "إلى أف مقياس توقعات الكفاءة الذاتية العامة يقيس قناعات إمكانات الضبط الذاتي أو توقعات الكفاءة في مواقؼ المتطمبات االجتماعية ومواقؼ االنجاز. احتوى المقياس المط ور في عا 1981 إلى عشر بنود فقط وسمي " توقعات الكفاءة الذاتية العامة" 20 عمى بندا ت تخفيضيا في عا 1986 وعمى الرغ مف أف صيغة العشر بنود تعتبر اقتصادية إال أنو أفقد االستبانة جزء مف ثباتيا وموثوقيتيا كما يرى معدا االستبانة. (Schwarzer & Jerusalem,1986) وقد ترجمت ىذه الصيغة المختصرة إلى أكثر مف 30 لغة كاإلنجميزية والفرنسية والمجرية والتركية والتشيكية والسموفاكية والعبرية والصينية واليابانية والكورية وموثوقيتيا عالية في قياس الثبات إذ ت اروح معامؿ االرتباط ألفا ما بيف ) ( كما أرتبط المقياس مع متغي ارت عديدة ت اربطات ايجابية وسمبية فمعامؿ االرتباط مع االنبساط القيمة الذاتية )0752( والقمؽ العا 0742( ومشاعر )0764 والعصابية -( )0.4.( واالنطواء -(.)0740( )سامر )-0754( ومع قمؽ (. وارتباط مع االكتئاب بػ االنجاز )0731-( )-0742( ومع قناعات الضبط الداخمي عند الرجاؿ و) ( عند النساء ومع القمؽ )-0739( لكال الجنسيف ومع تقدير الذات ب) 0751 ( عند الرجاؿ و) 0759 ( عند النساء. (Ralf Schwarzer et al,2013) وتشير موثوقية القياس عند إعادة تطبيقو إلى معامؿ مختمؼ وفؽ الجنس فقد بمغ )0747( لدى الرجاؿ و) 0763 ( عند النساء (Schwarzer,1994) وىذا يدؿ عمى تبايف واضح وفؽ الجنس. )سامر )

4 كما قا سامر )1997( بالد ارسة األولى ليذا البناء في البيئة العربية السورية مف خالؿ ترجمة مقياس توقعات الكفاءة الذاتية العامة لػ( Schwarzer,1995 ) مف المغة األلمانية إلى المغة العربية إال أف الباحثاف ومف خالؿ االطالع عمى مجموعة واسعة مف البحوث والد ارسات وخاصة بحوث ما بعد التدرج )ماجستير دكتو اره( الحظا أف أغمب الد ارسات والبحوث والتي استخدمت المقياس ل تولي عناية دقيقة في إعادة حساب الشروط السيكومترية لو وخاصة مف ناحية البناء المنطقي )الصدؽ البنائي( في البيئة الج ازئرية. - ومف ىذا المنطمؽ يرى الباحثاف أف إث ارء البيئة الج ازئرية بأدوات قياس تمبي االحتياج مف خالؿ البناء أو التقنيف يعتبر ميمة وطنية تناط بالمختصيف في مجاؿ القياس والتقوي في وبحك تخصصي أقرب الناس معرفة بأىمية ىذا العمؿ وكيفية تحقيقو ليذا سعى الباحثاف إلى تقدي مقياس اقتصادي يقيس التوقعات التي يحمميا الفرد عف كفاءتو الذاتية مف خالؿ محاولة التحقؽ مف كفاءتو السيكومترية وكذلؾ التحقؽ مف النموذج الذي أفترضو )شفارتسر( مف تالميذ المرحمة الثانوية في البيئة المحمية. وبالتحديد يمكف صياغة اإلشكالية في التساؤالت اآلتية: لممقياس في البيئة األلمانية بعد تطبيقو عمى عينة ىؿ يحتفظ مقياس توقعات الكفاءة الذاتية العامة المعدؿ لمبيئة الج ازئرية بمؤش ارت سيكومترية مقبولة عمى عينة مف تالميذ المرحمة الثانوية وانبثؽ عف ىذا السؤاؿ أسئمة فرعية تستوجب عمى المستوى اإلج ارئي طرحا ومحاولة إجابة وىي: ىؿ يمتمؾ مقياس توقعات الكفاءة الذاتية العامة مؤش ارت ثبات مقبولة مع خصائص المقياس الجيد عمى عينة مف تالميذ المرحمة الثانوية ىؿ يمتمؾ مقياس توقعات الكفاءة الذاتية العامة مؤش ارت صدؽ مقبولة مع خصائص المقياس الجيد عمى عينة مف تالميذ المرحمة الثانوية ىؿ توجد فروؽ ذات داللة إحصائية عند مستوى الذاتية العامة تجعؿ مف الضروري وضع معايير مختمفة حسب الجنس فروض الد ارسة: )0705( بيف الجنسيف في درجة توقعات الكفاءة يمتمؾ مقياس توقعات الكفاءة الذاتية العامة مؤش ارت ثبات مقبولة مع خصائص المقياس الجيد عمى عينة مف تالميذ المرحمة الثانوية. يمتمؾ مقياس توقعات الكفاءة الذاتية العامة مؤش ارت صدؽ عمى عينة مف تالميذ المرحمة الثانوية. ال توجد فروؽ ذات داللة إحصائية عند مستوى الذاتية العامة تجعؿ مف الضروري وضع معايير مختمفة حسب الجنس. مقبولة مع خصائص المقياس الجيد )5.50( بيف الجنسيف في درجة توقعات الكفاءة

5 أهداف الد ارسة: تيدؼ الد ارسة إلى الحالية إلى التحقؽ مف الكفاءة السيكومترية لمنسخة الج ازئرية لمقياس توقعات الكفاءة الذاتية العامة عمى عينة مف تالميذ المرحمة الثانوية ومف أجؿ بموغ ىذا اليدؼ سيتمحور االىتما في ىذه الد ارسة عمى استخ ارج مؤش ارت الثبات والصدؽ البنائي لممقياس بطريقة التحميؿ العاممي االستكشافي والتحميؿ العاممي التوكيدي كذلؾ التأكد إف كانت ىناؾ فروؽ في األداء بيف الجنسيف عمى المقياس ومنو إلى محاولة استخ ارج معايير في صيغة درجات تائية معدلة لممقياس في البيئة الج ازئرية بغية استخداميا كأداة تشخيصية موثوقة. أهمية الد ارسة: Normalized T Scores تتناوؿ الد ارسة الحالية منيجية حديثة في مجاؿ القياس النفسي وىي النمذجة بالمعادلة البنائية لمتحقؽ مف الصدؽ البنائي لممقاييس مف خالؿ التحميؿ العاممي التوكيدي الذي ل يأخذ النصيب الكافي الذي يستحقو في واقع الد ارسات المحمية وبالتالي تعد إسياما "متواضعا " اتجاه تعزيز ىذه المنيجية وتعبيد الطريؽ لمباحثيف اآلخريف لمخوض في مضماره. حدود الد ارسة: ت تطبيؽ الد ارسة واستخ ارج نتائجيا وتفسيرىا ضمف الحدود اآلتية: - الحدود البشرية: تحددت الد ارسة بعينة مف تالميذ المرحمة الثانوية. - الحدود الزمانية: تحددت الد ارسة زمنيا مف شير ماي إلى شير نوفمبر الحدود المكانية: تحددت الد ارسة بثانوية تندلػػػػػػػػػػة بوالية الوادي. تحديد مصطمحات الد ارسة: - تعرؼ الخصائص السيكومترية: بأنيا معامالت ثبات وصدؽ المقياس الثبات يعرؼ الداخمي بمعادلة إج ارئيا : بحساب معامالت ثبات المقياس بالطرؽ اآلتية وىي: )ألفا كرونباخ( ثبات التجزئة النصفية بمعادلة )سبيرماف وب اروف( معامؿ ثبات االتساؽ ومعادلة معامؿ ثبات إعادة التطبيؽ )االستق ارر عبر الزمف( مف خالؿ حساب معامؿ االرتباط )بيرسوف(. الصدق يعرؼ إج ارئيا : بحساب معامالت صدؽ المقياس بالطرؽ اآلتية: )جتماف( الصدؽ الظاىري صدؽ البنود وقدرتيا عمى التمييز الصدؽ المحكي )التالزمي( الصدؽ البنائي بإج ارء التحميؿ العاممي االستكشافي والتوكيدي. تعرؼ توقعات الكفاءة الذاتية العامة في المقياس الكمي لقياس توقعات الكفاءة الذاتية العامة. إج ارئيا : بأنيا الدرجة الكمية التي يحصؿ عمييا التمميذ

6 اإلطار النظري والد ارسات السابقة: 1- مفهوم الكفاءة الذاتية: -1-1 تعريف الكفاءة الذاتية: إف النظرية المعرفية االجتماعية افترضت أف سموؾ الفرد والبيئة والعوامؿ االجتماعية تتداخؿ بدرجة كبيرة فالسموؾ اإلنساني في نظرية )باندور ا( يتحدد تبادليا بتفاعؿ ثالثة مؤش ارت ىي: العوامؿ الذاتية والعوامؿ السموكية والعوامؿ البيئية وأطمقت عمى ىذه المؤث ارت بػ" نموذج الحتمية المتبادلة". وسموكية وبيئية(. وطبقا ليذا النموذج فإف المتعم يحتاج إلى عدد مف العوامؿ المتفاعمة )شخصية أ- العوامل الشخصية: تطمؽ عمى معتقدات الفرد حوؿ قد ارتو واتجاىاتو. ج- ب- العوامل السموكية: تتضمف مجموعة االستجابات الصادرة عف الفرد في موقؼ معيف. )الزؽ العوامل البيئية: ) تشمؿ األدوار التي يقو بيا مف يتعامموف مع الفرد ومني اآلباء والمعمميف واألق ارف 2-1- أبعاد الكفاءة الذاتية: حدد )باندو ار( Bandoura ثالثة أبعاد تتغير الكفاءة الذاتية تبعا ليا وىذه األبعاد ىي: قدر الكفاءة الذاتية: وىو يختمؼ تبعا لطبيعة وصعوبة الموقؼ ويتضح قدر الكفاءة عندما تكوف الميا مرتبة وفؽ مستوى الصعوبة واالختالفات بيف األف ارد في كما يشير )باندو ار( توقعات الكفاءة ويتحدد ىذا البعد مف خالؿ صعوبة الموقؼ ويظير ىذا القدر بوضوح عندما تكوف الميا مرتبة مف السيؿ لمصعب لذلؾ يطمؽ عمى ىذا البعد مستوى صعوبة الميمة. )رزقي 33( العمومية: ويشير ىذا البعد إلى انتقاؿ فاعمية الذات مف موقؼ ما إلى مواقؼ مشابية فالفرد يمكنو النجاح في أداء ميا مقارنة في نجاحو في أداء أعماؿ وميا مشابية وفي ىذا الصدد يذكر )باندو ار( إف العمومية تتحدد مف خالؿ مجاالت األنشطة المتسعة في مقابؿ المجاالت المحددة وأنيا تختمؼ باختالؼ عدد مف األبعاد مثؿ: درجة تشابو األنشطة والطرؽ التي تعبر بيا عف اإلمكانيات والقد ارت السموكية المعرفية والوجدانية ومف خالؿ التفسي ارت الوصفية لممواقؼ وخصائص الشخص المتعمقة بالسموؾ الموجو القوة أو الشدة: )باندو ار( يؤكد عمى أف قوة الشعور بالفاعمية الشخصية تعبر عف المثابرة العالية والقدرة المرتفعة التي تمكف مف اختيار األنشطة التي سوؼ تؤدى بنجاح كما يذكر أيضا أنو في حالة التنظي الذاتي لمفاعمية فإف الناس سوؼ يحكموف عمى ثقتي ويمكني أداء النشاط بشكؿ منظ في خالؿ فت ارت زمنية محددة. )رزقي 34( مصادر الكفاءة الذاتية: )باندو ار( ي رى أف تنمى مف خالؿ أربعة مصادر أساسية مؤثرة وىي: 1998 أف معتقدات األف ارد حوؿ فعاليتي الذاتية يمكف األداءات الفعالة: وىي أكثر المصادر تأثي ار عمى خمؽ إحساس قوي بالكفاءة الذاتية حيث تبني النجاحات اعتقاد قويا مف قبؿ األف ارد بفعاليتي عمى نقيض اإلخفاقات المتكررة

7 التي تضعؼ ىذا االعتقاد ال سيما إذا حدث اإلخفاؽ قبؿ أف يت التأكيد التا لدى الفرد بفعاليتو الذاتية. النمذجة أو الخب ارت البديمة: تؤثر النمذجة تأثي ار قويا عمى االعتقاد بالكفاءة الذاتية مف خالؿ تأثير األف ارد باد ارؾ تشابو النماذج. (73 (Bandoura,,1998 اإلقناع االجتماعي: ىو المصدر الثالث الذي يقوي معتقدات األف ارد بقد ارتي الذاتية عمى النجاح في النشاطات التي يقوموف بيا حيث يعتمد الناس في ىذا الشأف عمى آ ارء اآلخريف وانطباعي بصفة كبيرة في محاولة اقتناعي شأف قد ارتي عمى تحقيؽ انجا ازت ىامة في حياتي (Joet & Bressoux, 2007, 02) الحالة الفيزيولوجية واالنفعالية: تؤثر الحالة الفيزيولوجية واالنفعالية عمى الكفاءة الذاتية وعمى مختمؼ مجاالت الوظائؼ العقمية والمعرفية والحسية والعصبية حيث يعتمد األف ارد عمى حاالتي الجسدية واالنفعالية لمحك عمى قد ارتي إذ يفسروف استجاباتي لمضغوط كعالمات ليشاشتي وضعؼ كفاءتي. (74 (Bandoura,, مستويات تأثير الكفاءة الذاتية: تحدد اعتقادات األف ارد بالكفاءة الذاتية الطريقة التي يشعروف بيا ويفكروف ويدفعوف أنفسي لإلنجاز وتبني است ارتيجيات فعالة لمواجية المواقؼ المختمفة لذلؾ فيي تمارس تأثي ارت متنوعة عمى أربع عمميات أساسية تشمؿ عمى: (45 (Bandoura,1998, السيرو ارت المعرفية: يت تبني السموكيات بالنظر إلى التنظي المعرفي الذي يدمج تقيي األىداؼ فاألساليب السموكية تنظ أوليا في التفكير. (71 (Bandoura,,1998 سيرو ارت الدافعية: تمعب اعتقادات الكفاءة الذاتية دو ار مفتاحيا في التنظي الذاتي لمدافعية وتشمؿ القدرة عمى ممارسة التأثير الذاتي باألىداؼ والتحديات وتقيي النتائج المحققة آلية معرفية ىامة لمدافعية تسمح كذلؾ بالتنبؤ بمستويات األداءات الالحقة وبالتالي تعزيز الكفاءة الذاتية. السيرو ارت االنفعالية: تؤثر معتقدات األف ارد بكفاءتي الذاتية في قد ارتي عمى مواجية المواقؼ الصعبة التي تعترضي وما ينج عنيا مف الضغوط المؤدية لمقمؽ واالكتئاب إذ تمارس إد ارؾ الكفاءة الذاتية تحكما أعمى مف الدور الرئيسي الذي تمعبو الضغوط في إثارة القمؽ وال يتأثر مستوى ىذا القمؽ بإد ارؾ المواجية الفعالة فحسب وانما بإد ارؾ الكفاءة في التحك في التفكير المؤدي لمقمؽ سيرو ارت االنتقاء: فاألف ارد الذيف لديي مستويات مرتفعة مف الكفاءة الذاتية يتجيوف إلى اختيار الميا التي يشعروف فييا بقدر عاؿ مف الثقة واالنجاز دوف تجنب االستفادة وتنمية الكفاءات مف خالؿ ىذه االختيا ارت. )Bandoura, 1998, 73(

8 الد ارسات السابقة: -1 د ارسة سامر جميل رضوان )1997( بعنوان " توقعات الكفاءة الذاتية البناء النظري والقياس": تكونت عينة الدر اسة مف مفحوص بواقع 222 ذك ار بمتوسط عمري مقداره )2878( وانح ارؼ معياري مقداره )6748( و) 308 ( أنثى بمتوسط عمري )2676( وانح ارؼ معياري مقداره )5787(. ت اختبار مجموعتيف فرعيتيف مف المجموعة األساسية بمغ عدد أف ارد المجموعة األولى شخص )17 المجموعة الثانية لػ )عز ذكر و 20 أنثى( طبقت عمييا االستبانة في فترتيف زمنيتيف مختمفتيف. وبمغ عدد أف ارد 109 شخص بواقع )14 ذك ار و 68 أنثى( طبؽ عميي إضافة إلى مقياس الكفاءة الذاتية (Jerusalem & Schwarzer,1995).)1990 اختبار )بيرنروتر( لمشخصية المعير عمى البيئة السورية. أشارت نتائج الثبات باإلعادة في فترتيف مختمفتيف يفصؿ بيني )6( أسابيع بعد حساب معامؿ االرتباط بيف درجات التطبيقيف عف معامؿ ثبات مقداره )ألفا كرونباخ( )0771(. ومعامؿ الثبات بطريقة بػ) 0785 (. كما أشارت نتائج صدؽ االتساؽ الداخمي مف خالؿ معامؿ االرتباط بيف كؿ بند والدرجة الكمية لممقياس إذ ت اروحت معامالت االرتباط ما بيف ) (. أما نتائج معامالت االرتباط مع اختبار االنفعالي بػ )بيرنروتر( )-0723( ومع االكتفاء الذاتي لمشخصية فأرتبط توقع الكفاءة الذاتية مع العصابية )0715( ومع االنطواء )-0713( ومع السيطرة االت ازف.)0721( كما أشارت نتائج الد ارسة إلى عد وجود فروؽ ذات داللة إحصائية بيف الجنسيف في توقعات الكفاءة الذاتية. وت اروحت الدرجات المعيارية المستخرجة مابيف )71-15( لدى العينة السورية في مقابؿ )12-71( لدى العينة األلمانية. )سامر 25( د ارسة ل 2002) al, (Vatinee, Acharee, et بعنوان "صدق مقياس توقعات الكفاءة الذاتية العامة": ىدفت الد ارسة لمتحقؽ مف الخصائص السيكومترية لمقياس الكفاءة الذاتية العامة عمى عينة مف المدمنيف في تايالندا مكونة مف أعمارى مابيف 95( سنة بمتوسط حسابي 18. )0770( نساء( مف مدمني رجؿ و 8 )األمفيتاميف( ت اروحت سنة. أظيرت نتائج الثبات بػ)ألفا كرونباخ( القيمة أشارت نتائج التحميؿ العاممي االستكشافي عمى عامميف جذرىما الكامف )4722( و) 1705 ( عمى التوالي حيث فسر العامؿ األوؿ ما نسبتو أما التحميؿ العاممي التوكيدي وباستخدا برنامج % والعامؿ الثاني فسر %10759 مف (LISREL) عمى أساس نموذج العامؿ الواحد مطابقة النموذج لمبيانات كاآلتي : التبايف الكمي أظيرت مؤش ارت حسف المطابقة Lambdaχ2= 55.89, χ2 /df=1.59,df=35 ;p>01,gfa=0.90,agfi=0.85,rmr=0.06,r2=0.87. (Vatinee, Acharee et al, 2002, 31)

9 3- د ارسة (2002 al, (Urt Scholz, Schwarzer, et بعنوان:" الكفاءة الذاتية العامة والبناء العالمي الخصائص السيكومترية عبر 25 دولة". ىدفت الد ارسة لمقارنة الخصائص السيكومترية لمقياس الكفاءة الذاتية في 25 دولة. تكونت العينة اإلجمالية شخص بمتوسط عمري 25 سنة وانح ارؼ معياري )1477(. أظيرت نتائج )ألفا كرونباخ( لمعينة الكمية )0.86= ( حيث سجؿ أعمى قيمة لػ)ألفا كرونباخ( لمعينة اليابانية بػ) 0791 ( وأدنى قيمة لمعينة اليندية بػ) 0.00 (. أسفر التحميؿ العاممي التوكيدي باستخدا برنامج )ليزرؿ(. أظيرت مؤش ارت حسف المطابقة بافت ارض النموذج أحادي العامؿ كاآلتي: GFI=0.98,AGFI=0.97,NFI=0.97,RMR=0.03,RMSEA=0.05. (Urt Scholz, Schwarzer, et al, 2002,242) 4- د ارسة ((2005 Schwarzer, Alersandra, بعنوان: "مقياس الكفاءة الذاتية العامة: د ارسة لمصدق المتعدد الثقافات". ىدفت الد ارسة لمتحقؽ مف صدؽ مقياس الكفاءة الذاتية عبر ثالثة دوؿ تكونت العينة الكمية مف شخص منيا العينة األلمانية مكونة مف 633 شخص والتي انقسمت إلى عينتيف: العينة األولى 395 مف مرضى القمب المزمف أعمارى ما بيف )82-31 سنة( بمتوسط عمري 5876 سنة مف مرضى السرطاف ت اروحت أعمارى والعينة الثانية مف وانح ارؼ معياري سنة وانح ارؼ معياري )11.4(. والعينة البولونية مكونة ما بيف )86-29 سنة( بمتوسط حسابي 62 طالب جامعي تت اروح أعمارى ما بيف )26-19 سنة( بمتوسط حسابي 21 سنة وانح ارؼ مف 225 معياري 1751 والعينة الكورية الجنوبية المكونة مف 941 شخص ت اروحت أعمارى ما بيف )91-17 سنة( بمتوسط حسابي سنة وانح ارؼ معياري )15787( أغمب أف ارد العينة مف طالب المرحمة الثانوية. أظيرت نتائج معامؿ )ألفا كرونباخ( لدى العينة األلمانية لمرضى القمب بػ) 0794 ( و) 0789 ( لدى مرضى لدى العينة الكورية 0790 و 0786 )ألفا كرونباخ( السرطاف أما لدى العينة البولونية فكاف معامؿ الجنوبية. أما نتائج االرتباط بيف مقياس الكفاءة الذاتية (GES) وجود الحياة بػ) 0719 ( ومع مقياس أع ارض االكتئاب لػػػ Schulz & Mohamed (2004) بػ )-0739( ومقياس أع ارض االكتئاب (CES-D) (1977) Radloff بػ )-0736(. (Alersandra & Schwarzer, 2005, 439) لػ 5- د ارسة Francois(2008) Fermado Juarez & بعنوان: "الخصائص السيكومترية لمقياس الكفاءة الذاتية العامة لدى عينة كولومبية. تكونت عينة الد ارسة مف 690 مف طالب الجامعات في )بوغتا( مني %76 إناث و %24 ذكور بمتوسط عمري 22 سنة. طبؽ عميي إضافة لمقياس الكفاءة الذاتية النسخة اإلسبانية (GES)

10 المكيفة في الموقفي )كوستريكا( مف قبؿ (1993) Jerusalem Baessler, Schwarzer and واستبياف الشخصية لػ (CPS) Fernandez Seara & Seisdedos (1998) المكوف مف سمة 15 بندا ويقيس 233 مف سمات الشخصية ت اروحت معامؿ االرتباط بيني ما بيف ) ( حيث أرتبط مقياس الكفاءة الذاتية مع بػ القمؽ سمبيا )-0730( ومفيو الذات ب)ػ 0742 ( واالت ازف االنفعالي ومع العدوانية بػ )- 0760(. سجمت في ىذه الد ارسة القيمة )0783( لمعامؿ )ألفا كرونباخ( لممقياس. أظيرت نتائج التحميؿ العاممي االستكشافي عامؿ كامف يفسر ما نسبتو )0731( %44741 مف التبايف الكمي أما مؤش ارت حسف المطابقة مف خالؿ إج ارء التحميؿ العاممي التوكيدي فسجمت القي اآلتية: χ2 =300,df=35,p=0.000, χ2/df =8.571,RMR=0.036,GFI=0.918,AGFI= (Fermado Juarez & Francois, 2008, 06) 6- د ارسة al,2013) (Zilda A,P,DelPrette.et بعنوان: "التحميل العاممي التوكيدي لمقياس الكفاءة الذاتية العامة في الب ارزيل والبرتغال". تكونت عينة الد ارسة مف ت اروحت مابيف )18-15 االقتصادية اعتمادا مف قبؿ 304 سنة( بمتوسط حسابي طالب وطالبة ثانوي بالبرتغاؿ و عمى مينة األبويف ومستواى الد ارسي. سنة وانح ارؼ معياري استخدمت في ىذه الد ارسة إضافة لمقياس الكفاءة الذاتية م ارىؽ ب ارزيمي أعمارى 078 مف مختمؼ الطبقات (GES) النسخة المكيفة Coimbra (2008) مقياس المرونة )عامؿ التعرض لمتيديد( لػ Coimbra & Fontaine (1999) حيث سجؿ معامؿ االرتباط بيني لمقياس الكفاءة الذاتية و 0776 التوكيدي باستخدا برنامجv18 Amos )-0767(. أما نتائج الثبات فقد سجمت قيمة )ألفا كرونباخ( 0783 لمقياس المرونة )عامؿ التعرض لمتيديد(. أظيرت نتائج التحميؿ العاممي مؤش ارت حسف المطابقة لمنموذج المختمط التالي: χ2/df =1.98,SRMR=0.05,CFI=0.92,RMSEA=0.06. أما مؤش ارت حسف المطابقة لمنموذج أحادي العامؿ لدى العينة البرتغالية فيي كاآلتي: χ2 =67.289, p=0.001, χ2/df =1.979,SRMR=0.051,CFI=0.922,RMSEA= كما سجمت مؤش ارت حسف المطابقة لمنموذج لدى العينة الب ارزيمية كاآلتي: χ2 =89.176, p=0.000, χ2/df =2.548,SRMR=0.039,CFI=0.951,RMSEA= (Zilda A,P & DelPrette et al, 2013, 01) نستنتج مف خالؿ عرض بعض الد ارسات السابقة والتي تناولت التحقؽ مف الخصائص السيكومترية في بيئات مختمفة أف النتائج توضح في ما يخص الثبات أف قيمة )ألفا كرونباخ( ل تقؿ عف القيمة )0770( في ما كانت نتائج ثبات االستق ارر تقريبا مختمفة مف د ارسة ألخرى.

11 أما نتائج التحقؽ مف الصدؽ أشارت الد ارسات إلى الصدؽ البنائي لممقياس في بيئات مختمفة مف خالؿ تطبيؽ طريقة االتساؽ الداخمي والتحميؿ العاممي االستكشافي كما أشارت مؤش ارت حسف المطابقة مف خالؿ افت ارض النموذج األحادي العامؿ وبعد إج ارء التحميؿ العاممي التوكيدي إلى مالئمة النموذج مالئمة جيدة لمبيانات. منهج الد ارسة: ت إج ارءات الد ارسة الميدانية إتباع المنيج الوصفي التحميمي ىذا مع م ارعاة "تكييؼ" ىذا المنيج لممتطمبات والشروط الخاصة التي تفرضيا الد ارسة السيكومترية ألدوات القياس النفسي عامة. عينة الد ارسة: تكونت عينة الد ارسة األساسية مف بمتوسط أعمار مقداره وانح ارؼ معياري سنة وانح ارؼ معياري تمميذا وتمميذة اختيروا بطريقة عرضية بواقع 330 )3.02( و) 000 ( ذك ار بمتوسط عمري 00.0 أنثى سنة )3.44(. ت اختيار عينة مختمفة عف عينة الد ارسة األصمية لحساب معامؿ الثبات باإلعادة والصدؽ المحكي )التالزمي( مكونة مف وتمميذة مني تمميذا.9 22 تمميذا و 29 تمميذة. طبقت عمييا مقياس توقعات الكفاءة الذاتية العامة في فترتيف زمنيتيف مختمفتيف حوالي أسبوعيف ومقياس االكتئاب والقمؽ والضغط النفسي النسخة المختصرة )زياد 3504( ومقياس تقدير الذات لػ)سبيمبرجر(. أدوات الد ارسة: قا الباحثاف بأخذ موافقة مطوري المقياس لػ DASS 21 )جيروزيمي وشفارتسر( Lovibond (1995) النسخة الج ازئرية Jerusalem & Schwarzer كذلؾ موافقة الباحث الدكتور )سامر جميؿ رضواف( مترج المقياس مف المغة األلمانية إلى المغة العربية والذي قا بتطبيؽ إج ارءات تكييؼ المقاييس المعموؿ بيا في البيئة السورية حيث يقترح مؤلؼ المقياس عد الترجمة الحرفية لبنود المقياس إلى البيئات األخرى والى عد االقتصار عمى المعنى السطحي لو وانما أخذ االعتبا ارت النفسية لمثقافات المختمفة بعيف االعتبار واعطاء المعنى الجوىري المتناسب مع كؿ ثقافة. (Schwarzer, 1994) يتألؼ المقياس الحالي مف عشرة بنود )ال ناد ار غالبا دائما( وتت اروح مجموع الدرجات مف )40-10( 1 دقائؽ بصورة فردية أو جماعية. يطمب مف المفحوص االستجابة وفؽ تدريج رباعي: وتت اروح مدة تطبيقو ما بيف )10-5( طورت النسخة األصمية لممقياس سنة 1985 ونشرت سنة 1995 كما ت م ارجعتيا سنة jerusalem,1995( )Schwarzer and 1

12 األساليب اإلحصائية: اختبار)ت( اختبار ت معالجة بيانات الد ارسة باستخدا مجموعة مف التقنيات واألساليب اإلحصائية وىي: لعينتيف مستقمتيف المتوسطات الحسابية Leven-test وحساب القي المعيارية ال ازئية واالنح ارفات المعيارية ومعامؿ االرتباط الختبار التجانس والتوزيع الطبيعي مف خالؿ معامؿ االلتواء )بيرسوف( SKenwness )z( SPSS.v21 كذلؾ استخدا البرنامج اإلحصائي مف خالؿ إج ارء التحميؿ العاممي التوكيدي. عرض نتائج الد ارسة ومناقشتها: والتائية )T( وىذا باستعماؿ الحزمة اإلحصائية لمعمو االجتماعية Amos.v22 1- عرض وتحميل ومناقشة نتائج الفرضية األولى: في نمذجة المعادلة الييكمية )البنائية( "يمتمؾ مقياس توقعات الكفاءة الذاتية العامة مؤش ارت ثبات مقبولة مع خصائص المقياس الجيد عمى عينة مف تالميذ المرحمة الثانوية". أوال : ولمتحقؽ مف الفرضية األولى ت التأكد مف ثبات المقياس بثالثة طرؽ وىي: ثبات االستق ارر وطريقة االتساؽ الداخمي معامؿ )ألفا كرونباخ( والتجزئة النصفية )معامؿ سبيرماف- وب اروف( ومعامؿ )جتماف(. مؤشر الثبات بطريقة االستق ارر عبر الزمن: ت التأكد مف الثبات مف خالؿ تطبيؽ المقياس عمى عينة مكونة مف 29 تمميذا وتمميذة ت إعادة التطبيؽ مرة ثانية بعد أسبوعيف عمى نفس العينة وقد استخرجت معامالت االرتباط بطريقة بيف مرتي التطبيؽ والقي موضحة في الجدوؿ اآلتي: جدول )1( معامل الثبات بإعادة التطبيق )بيرسوف( الع نة ن= 29 الذكور 00 واإلناث 30 معامل االرتباط ( ب رسون( **5.42 الداللة اإلحصائ ة 5.50 يتضح مف الجدوؿ )0( أف قيمة معامؿ االرتباط )بيرسوف( بيف مرتي تطبيؽ المقياس قد بمغت 5.42 وىي دالة إحصائيا عند مستوى 5.50 وعموما فيي قيمة مقبولة لغاية الد ارسة الحالية تؤشر إلى الثبات االستق ارر مف خالؿ التطبيؽ واعادة التطبيؽ. ثانيا : مؤشر الثبات بطريقة االتساق الداخمي )ألفا كرونباخ( والتجزئة النصفية )سبيرمان وب ارون( و)جتمان(: ت التأكد مف الثبات بطريقة حساب االتساؽ الداخمي لمبنود بمعامؿ )ألفا كرونباخ( وكذلؾ التجزئة النصفية بمعامؿ االرتباط بيف نصفي المقياس وتصحيحو بمعادلة )سبيرماف ػػػػػ وب اروف( و)جتماف( والجدوؿ اآلتي يوضح ذلؾ:

13 جدول )2( معامل )ألفا كرونباخ( والتجزئة النصفية بمعامل )سبيرمان وب ارون( و)جتمان( حسب متغير الجنس الع نة معامل ألفا كرونباخ معامل االرتباط ب ن نصف المق اس التجزئة النصف ة سب رمان وبراون المصحح جتمان الذكور ن= اإلناث ن= الع نة الكل ة ن= يتضح مف الجدوؿ )3( أف قي معامؿ )ألفا كرونباخ( )معامؿ اتساؽ البنود( بالنسبة لمذكور يساوي واإلناث 5.00 والعينة الكمية 5.03 كما سجمت نتائج التجزئة النصفية بمعامؿ )سبيرماف وب اروف( 5.03 )5.00( 5.00 المصحح الذكور 5.00 واإلناث والعينة الكمية أما معامؿ )جتماف( فسجمنا كذلؾ قيمة.)5.00( عند الذكور و 5.00 بالنسبة لإلناث أما العينة الكمية 5.00 والمشاىد ليذه لمقي يرى أنيا متقاربة جدا وىي قي مقبولة وفؽ المعايير المتعارؼ عمييا حيث يرى كال مف )لينرت و ارتس( Lienert & Raatz (1994( وجوب وقوع معامؿ ألفا فوؽ 5.95 حتى تحقؽ معايير الصالحية والصدؽ لالستخدا في التشخيص الفردي أما إذا 5.95 وقعت قيمة ألفا تحت فال يكوف صالحا إال لمتفريؽ بيف المجموعات ووفؽ النتيجة التي ت التوصؿ إلييا يمكف اعتبار المقياس وسيمة تشخيص فردية وجماعية في الوقت نفسو )سامر 40(. كما أنيا متوافقة مع المحؾ الذي 5.05 وضعو كال مف (1997( Urbina Anastasi & والذي يجب فيو أف تتعدى قيمة (ألفا كرونباخ) ىي قي وعموما جيدة تتماشى مع توقعات الباحثاف. تتفؽ النتائج المتوصؿ إلييا في الد ارسة الحالية مف خالؿ مؤش ارت معامؿ الثبات باإلعادة )االستق ارر( وكذلؾ معامؿ )ألفا كرونباخ( ومعامؿ )جتماف( ومعامؿ )سبيرماف وب اروف( مع الت ارث النظري اإلمبريقي في ىذا المجاؿ والذي يشير إلى تمتع مقياس توقعات الكفاءة الذاتية العامة بثبات عبر ثقافي. وبناء عمى نتائج الفرضية األولى قرر الباحثاف قبوؿ الفرض الذي ينص عمى أف مقياس توقعات الكفاءة الذاتية العامة يمتمؾ مؤش ارت ثبات تتالء مع خصائص المقياس الجيد عمى عينة مف تالميذ المرحمة الثانوية. عرض وتحميل ومناقشة نتائج الفرضية الثانية: "يمتمؾ مقياس توقعات الكفاءة الذاتية العامة مؤش ارت.2 صدؽ مقبولة مع خصائص المقياس الجيد عمى عينة مف تالميذ المرحمة الثانوية".

14 لمتحقؽ مف الفرضية الثانية استخدمنا خمس طرؽ لمتأكد مف الصدؽ وىي: الصدؽ الظاىري صدؽ البنود وقدرتيا عمى التمييز الصدؽ المحكي )التالزمي( وأخي ار االستكشافي والتوكيدي. أوال: الصدق الظاهري: لمتحقؽ مف صدؽ البنود وصالحيتيا في قياس ما وضعت لقياسو الصدؽ البنائي بطريقة التحميؿ العاممي وىو )التوافؽ العا( ومدى مالئمتيا لمبيئة الج ازئرية قا الباحثاف بعرض المقياس عمى مجموعة مف المحكميف مف ذوي الخبرة واالختصاص في مجاؿ القياس والتقوي والتربية وعم النفس والصحة النفسية بمغ عددى )50( محكميف 1 النتائج أف بنود المقياس جميعيا صالحة وتحظى بموافقة الخب ارء المحكميف. ثانيا: صدق البنود وقدرتها التمييزية: ككؿ حيث أظيرت يميؿ الباحثوف إلى التحميؿ اإلحصائي لمدرجات التي يحصؿ عمييا األف ارد عف إجاباتي عف فق ارت االختبار زيادة في االطمئناف عمى دقة الفق ارت في قياس السمة التي وضعت مف أجؿ قياسيا. اعتمد الباحثاف عمى التحميؿ اإلحصائي لبنود المقياس لمتحقؽ مف تجانسيا مف خالؿ حساب معامالت ارتباطيا بالدرجة الكمية إلى يحصؿ األف ارد عف المقياس ككؿ ويعد ىذا اإلج ارء مؤش ار مف مؤش ارت صدؽ إذ يشير االرتباط الداؿ بيف درجة البند ودرجة المقياس ككؿ إلى قدرة البند عمى قياس البنود ما يقيسو المقياس )211 )Annastasi,,1997 فضال عف أف ارتباط درجة البند بالدرجة الكمية لممقياس يعد مؤش ار مؤش ارت القدرة التمييزية لمبند. وبعد تطبيؽ المقياس )Annastasi, 1997, 156( )Point Biserial correlation( لحساب معامالت االرتباط جميعيا دالة إحصائيا العامة جميعيا بنود صادقة ومميزة مف ت استخدا معامؿ االرتباط الثنائي المتسمسؿ الحقيقي العالقة بيف درجة كؿ بند والدرجة الكمية أظيرت النتائج أف قي األمر الذي يدؿ عمى أف بنود مقياس توقعات الكفاءة الذاتية والجدوؿ )2( يوضح قي معامالت االرتباط المسجمة: جدول )3( قيم معامالت االرتباط الثنائي المتسمسل الحقيقي البند 05 البند 5. البند 50 البند 50 البند 59 البند 50 البند 54 البند 52 البند 53 البند 50 البنود المق اس ** 5.95 ** 5.0. ** 5.03 ** 5.0. ** 5.05 ** 5.03 ** 5.03 ** 5.03 ** 5.42 ** 5.02 مق اس الكفاءة الذات ة العامة ** داؿ إحصائيا عند مستوى أسماء األساتذة المحكميف لممقياس : أ. د. ماحي إب ارىي. جامعة وى ارف 2-- أ.د. فقيو العيد. جامعة تممساف- ضواف.عماف األردف- أ. د. طعبمي محمد الطاىر. جامعة الج ازئر 2.- د. إيزيدي كريمة. جامعة وى ارف 2. أ.د. سامر جميؿ

15 تظير نتائج الجدوؿ )2( أف جميع قي معامالت االرتباط والتي ت اروحت ما بيف ) ( كانت ذات داللة إحصائية عند مستوى )5.50( وبالتالي فيي تحقؽ المعايير اإلحصائية المتعمقة بقبوؿ البند والتي تقضي برفض البند إذا ما كاف واقعا تحت القيمة )5.25(. )سامر ( األمر الذي يدؿ عمى أف بنود مقياس توقعات الكفاءة الذاتية العامة النسخة الج ازئرية جميعيا بنود صادقة ومميزة. ثالثا : الصدق التالزمي: ولمتحقؽ مف الصدؽ المحكي )التالزمي( لممقياس ت تطبيؽ والنسخة الج ازئرية لمقياس االكتئاب والقمؽ والضغط النفسي مقياس توقعات الكفاءة الذاتية العامة )Lovibond, 1995( DAS S ( ومقياس تقدير الذات )لروزنبيرج( )Rosenberg, 1965( ) النسخة الج ازئرية تقنيف )زياد )خوجة تقنيف عمى عينة مكونة مف )22( تمميذا وتمميذة في نفس الوقت قا الباحثاف بحساب معامالت االرتباط بطريقة )معامؿ بيرسوف( والجدوؿ التالي يمخص النتائج في اآلتي: معامالت االرتباط بين المقاييس المحكية ومقياس توقعات الكفاءة الذاتية العامة جدول )4( المقا س المحك ة مق اس الدراسة الكفاءة الذات ة العامة المدركة مق اس تقد ر الذات **5.05 مق اس االكتئاب والقلق والضغط النفس DASS21 الضغط النفس القلق االكتئاب غ ر دال *5.2.- *5.43- * داؿ إحصائيا عند مستوى ** داؿ إحصائيا عند مستوى يتضح مف الجدوؿ )4( أف نتائج الصدؽ التقاربي مف خالؿ حساب العالقة بيف مقياس توقعات الكفاءة الذاتية العامة ومقياس تقدير الذات قد سجؿ معامؿ االرتباط )بيرسوف( بيني القيمة )5.05( وىي قيمة دالة إحصائيا عند مستوى )5.50( كما أشارت كذلؾ نتائج الصدؽ التعارضي مف خالؿ العالقة بيف مقياس توقعات الكفاءة الذاتية العامة ومقياس االكتئاب بػ) ( ومع مقياس القمؽ بػ).5.2( ومقياس الضغط النفسي بػػػػػ) ( وأشارت النتائج األخيرة داللتيا اإلحصائية عند مستوى 5.50 عمى التوالي ما عدا العالقة مع مقياس الضغط النفسي والتي كانت عالقة عكسية وضعيفة. وبناء التي ذكرىا عمى ىذه النتائج الت اربطية يمكف القوؿ أف اتجاىات الت اربط تتطابؽ مع اتجاه الت اربطات )شفارتسر( Schwarzer وعموما تشير إلى أف المقياس يتمتع بصدؽ محكي )تالزمي( مقبوؿ. اربعا : الصدق البنائي بطريقة التحميل العاممي االستكشافي: استخد الباحثاف التحميؿ العاممي االستكشافي بطريقة المكونات األساسية مع تدوير المحاور بطريقة الفاريمكس varimax لدرجات التالميذ بالبرنامج اإلحصائي Spss بعد تفحص شروط استخدا التحميؿ العاممي حيث سجمت قيمة محد د مصفوفة معامالت االرتباط المحسوبة بيف استجابات أف ارد الد ارسة لبنود

16 المقياس والتي بمغت )5.390( أخر بمغت قيمة مؤشر)كايزرػػػػ ماير أولكيف( وىي تزيد عف الحد األدنى المقبوؿ وىو) ( مف جانب )KMO( لمكشؼ عف كفاية حج العينة )5.00( وىي تزيد عف الحد األدنى المقبوؿ الستخدا أسموب التحميؿ العاممي وىو) 5.05 ( كما ت قياس مالءمة المعاينة )MSA( والموجودة في قطر مصفوفة معامالت االرتباط الصورية. والمالحظ بالنسبة لنتائج العينة الحالية أف جميع القي الحرجة أكبر مف Anti-image Correlation ( و 5.00 (. )تيغزة ) وىي تت اروح مابيف وقد أسفر التحميؿ العاممي االستكشافي عف وجود عامؿ واحد تزيد قيمة جذره الكامف عف الواحد الصحيح بحسب معيار )كايزر( ويفسر ما مجموعو )203..%3( مف التبايف الكمي في أداء التالم يذ عمى سمة الكفاءة الذاتية العامة. والجدوؿ اآلتي يوضح نتائج التحميؿ العاممي االستكشافي: جدول )5( قيمة الجذر الكامن ونسبة التباين المفسر لمعامل المستخمص بعد تدوير المحاور تدوي ار متعامدا العامل الجذر الكامن نسبة التبا ن المفسر نسبة التبا ن التراكم المفسر. % % العامل المستخلص أما المعيار أو المحؾ الثاني الذي استخدمو الباحثاف فيو د ارسة الرس البياني لمجذور الكامنة والذي يسمى باختبار اليضبة أو الحصاة واإلبقاء عمى العوامؿ التي تظير في الجزء شديد االنحدار مف المنحنى قبؿ أف يبدأ المنحنى في االعتداؿ وىذا المعيار كثي ار ما يعطي نتائج دقيقة أكثر مف استخدا قيمة الجذر الكامف التي تزيد عمى الواحد )أبو عال (. والشكؿ التالي يوضح العامؿ المستخمص بيذا المحؾ. شكل )1( العوامل أو الجذور الكامنة المستخمصة بمحك )1966 )Cattell, كما أسفرت نتائج التحميؿ العاممي االستكشافي لمقياس توقعات الكفاءة الذاتية العامة عف تشبعات جميعيا عمى عامؿ واحد وجاءت التشبعات عمى النحو اآلتي:

17 جدول )6( قيم تشبع بنود المقياس بالعامل المستخمص البنود البند 0 البند 3 البند 2 البند 4 البند 0 البند 9 البند 0 البند 0 البند. البند التشبعات 5.02 يتضح مف الجدوؿ )9( أف جميع تشبعات البنود عمى العامؿ مرتفعة تزيد عف القيمة )5.25( مما يشير إلى أف فق ارت المقياس تقيس السمة ذاتيا. خامسا: الصدق البنائي بطريقة التحميل العاممي التوكيدي: بناء عمى نتائج التحميؿ االستكشافي ت افت ارض أف جميع البنود تنتظ حوؿ عامؿ عا واحد وباستخدا أسموب التحميؿ العاممي التوكيدي لمتحقؽ مف الصدؽ البنائي لممقاييس المختمفة التي ت بنائيا في ضوء أطر نظرية سابقة )MacCllun & Austin, 2000( أعتمد في تطبيؽ ىذا األسموب عمى البرنامج اإلحصائي Amos.v22 بطريقة األرجحية العظمى.)ML( وفي ضوء افت ارض التطابؽ بيف مصفوفة التغاير لممتغي ارت الداخمة في التحميؿ والمصفوفة المفترضة مف قبؿ النموذج )المستيمكة مف قبؿ النموذج( تنتج العديد مف المؤش ارت الدالة عمى جودة ىذه المطابقة والتي يت قبوؿ النموذج المفترض لمبيانات أو رفضو في ضوئيا والتي تعرؼ بمؤش ارت جودة المطابقة. حيث يرى كال مف )Schreiber et al, 2006( أف نسبة المؤشر χ 2 /df يجب أف ال تتعدى القيمة 3 أو 2 وقيمة المؤشرCFI تساوي أو أكبر مف 0..5 ونفس الشيء مع المؤش ارف التالية: RMSEA وقيمة المؤشر IFI,TLI,PCFI ويرى 2004( Lumax, )Schumacker & أف نسبة أقؿ مف 5.50 والمؤش ارف أقؿ مف 5.59 إلى )تيغزة 050( χ 2 /df يجب ال تتعدى 3 أو 2 مؤشرRMSEA TLI, CFI مطابقة تامة )تغيزة (. أما Hooper (2008,58( فيرى أف قيمة χ 2 مجاليا يت اروح مابيف الصفر )ال توجد مطابقة( إلى الواحد الصحيح أف تكوف غير دالة ونسبة χ 2 /df RMSEA ومؤشر kline (2005( ومف )2-0( حسب Tabachrik & Fidell (2007( حسب Steiger والمؤش ارف ويرى TLI, CFI Arbuckle (2011,587( أعمى مف القيمة في دليؿ استخدا برنامج أف تكوف أقؿ مف 5.50 لممطابقة التامة ومؤشر المطابقة. والمؤش ارف Amos v20 CFI TLI,IFI χ 2 /df مف 3-0 أو 2-0 تشير إلى مالئمة مقبولة. ما بيف )3-0( حسب أقؿ مف 5.50 أف قيمة مؤشرRMSEA يجب مف 0-5 القيمة القريبة مف الواحد تشير إلى حسف القيمة القريبة مف الواحد تشير إلى جودة مطابقة مالئمة. و قيمة نسبة بعد القيا بإج ارء التحميؿ األوؿ لمبيانات أشارت نتائج مؤش ارت المطابقة إلى عد وجود مطابقة جيدة لذلؾ ت إج ارء تعديؿ عمى النموذج مف خالؿ فحص البواقي ومؤش ارت التعديؿ والتي يتيحيا برنامج Amos مع األخذ بعيف االعتبار الجانب النظري والمنطقي في التأكد مف صحة التعديؿ. ويوضح الشكؿ )3( أدناه النموذج التخطيطي لمسا ارت النموذج العاممي الذي أخذناه مف نتائج الحزمة اإلحصائية

18 .Amos وينطوي الشكؿ عمى المسا ارت المختمفة الدالة عمى تشبعات المؤش ارت المقاسة بالعامؿ كما تنطوي عمى قي تقدير البا ارمت ارت )التشبعات( بوحدات قياسيا األصمية أي غير المعيارية أو غير الموحدة. الشكل )2( مسار تخطيطي لمنموذج العاممي مستقطعا من نتائج آموس محتويا عمى البا ارمت ارت المقدرة بوحدتها األصمية غير المعيارية يوضح الشكؿ )3( قي البا ارمت ارت )التشبعات تبايف الخطأ( باستعماؿ الوحدات األصمية لقياس المتغي ارت غير أف اختالفيا يجعؿ مف غير الممكف الحك عمى حج قيمة البا ارمت ارت أو المقارنة بينيا

19 ولذلؾ مف األفضؿ أف تفحص أيضا نتائج تقدير البا ارمت ارت ولكف بوحدات معيارية بمعنى توحيد وحدة قياس المتغي ارت عمى اختالفيا بجعؿ انح ارفيا المعياري يساوي الواحد الصحيح ومتوسطيا يساوي صف ار. )تغيزة 004( 3500 وفي ما يمي نفس البا ارمت ارت لكف حولت قي تقدي ارتيا إلى وحدات معيارية. البند 10 البند 09 البند 07 البند 08 البند 04 البند 05 توقعات الكفاءة الذاتية العامة البند 01 البند 06 البند 03 البند 02 الشكل )3( مسار تخطيطي لمنموذج العاممي مستقطعا من نتائج آموس محتويا عمى البا ارمت ارت المقدرة بوحدات معيارية والجدوؿ )0( يوضح مؤش ارت حسف المطابقة لمنموذج بعد إج ارء التحميؿ العاممي التوكيدي عمى النسخة الج ازئرية لمقياس توقعات الكفاءة الذاتية العامة.

20 جدول )7( مؤش ارت حسن المطابقة لمنموذج مؤشرات حسن المطابقة النسبة االحتمال ة لمربع كاي. ق مة المؤشر المدى المثال ة للمؤشر أن تكون غ ر دالة. 2 χ = df = 35 دال إحصائ ا P= )χ ( مؤشر نسبة درجة الحر ة لمربع كاي 2 )χ /df( الجذر الترب ع لمتوسط خطأ االقتران. )RMSEA( مؤشر المطابقة المقارنCFI(7 ) مؤشر المطابقة التزا د ة.) IFI ) مؤشر تاكر- لو س )TLI( مؤشر المطابقة المقارن االقتصادي.) PCFI ( أقل من 3 تطابق تام. أقل من 5.50 مطابقة ج دة. الق مة القر بة من أكبر من الق مة أكبر من الق مة تساوي أو أعلى من 5.05 *جدوؿ مف انجاز الباحثاف اعتمادا عمى: 601( Arbuckle, 2011, ( Hooper,D et al, 2008 :53-60), )James., L & و)تيغزة ( أعتمد الباحثاف عمى مؤشر الجذر التربيعي لمتوسط خطأ االقت ارب RMSEA والذي يعتبر مف أفضؿ المؤش ارت والتي أظيرت د ارسات المضاىاة تفوقو و أداءه الجيد فالقيمة التي تقؿ عمى عف 5.50 تدؿ 5.50 عمى مطابقة جيدة وىو ما سجمناه في د ارستنا الحالية والقيمة التي تت اروح مابيف 5.50 تدؿ إلى 5.05 عمى وجود خطأ تقارب معقوؿ في المجتمع والقي التي تت اروح ما بيف 5.50 إلى تدؿ عمى مطابقة غير كافية واذا تجاوزت قي المؤشر 5.05 دلت عمى مطابقة سيئة واجماال فإذا كاف الطرؼ األصغر 5.50 لحدود الثقة لمؤشرRMSEA أصغر كثير مف أي صف ار أو قريبة مف الصفر والطرؼ األكبر )Byrne, 1996, 2006( ال يتعدى 5.50 دؿ ذلؾ عمى مطابقة النموذج المفترض لمبيانات. )تغيزة ( ورغ أف اغمب المؤش ارت تدؿ عمى وجود مطابقة لمنموذج المفترض نجد أف قيمة مربع كاي دالة إحصائيا حيث أف قيمة ىذا المؤشر تتأثر داللتو اإلحصائية بحج العينة بحيث أف أي فارؽ طفيؼ بيف مصفوفة التبايف والتغاير لمنموذج المفترض ومصفوفة العينة يكوف داال إحصائيا عند اتساع حج العينة واتساع حج العينة ىو الوضع المألوؼ في النمذجة بالمعادالت البنائية ويرى كثي ار مف الباحثيف أف وجود داللة إحصائية عند استعماؿ مربع كاي يمكف االستغناء عنيا أو إىماليا عندما يتجاوز حج العينة 355 فردا كما ىو الحاؿ في الد ارسة الحالية وخاصة عندما تظير مؤش ارت المطابقة األخرى )000 تمتع النموذج بالمطابقة. )2009 )Garson, )تغيزة 3500 والخالصة أف أغمب مؤش ارت المطابقة تدؿ عمى مطابقة جيدة لمنموذج. وتشير ىذه النتيجة إلى وجود تطابؽ في بناء مقياس توقعات الكفاءة الذاتية العامة النسخة الج ازئرية مع المقياس في صورتو األصمية كما أف بنود المقياس جاءت ضمف مستوى مقبوؿ مف التشبع ت اروحت

21 53 مابيف ) (. بالرغ مف القيمة المنخفضة نوعا ما )5.30( المسجمة إال أنيا لمبند رق 5.50 ذات كانت ارتباط داؿ عند مستوى وتؤكد نتائج البحث الحالي عمى أف مقياس الكفاءة الذاتية العامة يتمتع بدالالت الصدؽ العاممي التوكيدي عمى البيئة الج ازئرية لدى تالميذ المرحمة الثانوية. اتفقت نتائج البحث الحالي في تأكيد جودة مؤش ارت النموذج أحادي العامؿ مع كثير مف الد ارسات ومنيا د ارسة كال مف )Fermado Juarez & Francois, و) 2008 )Zilda A.P., DelPrette et al, 2013( و( 2002, )Urt Scholz & Schwarzer et al و دراسة al,2002( )vatinee &Acharee,et وبناء عمى نتائج الفرضية الثانية قرر الباحثاف قبوؿ الفرض الذي ينص عمى أف مقياس توقعات الكفاءة الذاتية العامة يمتمؾ مؤش ارت صدؽ مقبولة مع خصائص المقياس الجيد عمى عينة مف تالميذ المرحمة الثانوية في البيئة الج ازئرية. 3- عرض وتحميل ومناقشة نتائج الفرضية الثالثة: "ال توجد فروؽ ذات داللة إحصائية عند مستوى) 5.50 ( بيف الجنسيف في درجة توقعات الكفاءة الذاتية العامة تجعؿ مف الضروري وضع معايير مختمفة حسب الجنس". وقبؿ اختبار الفرضية الثالثة يجب أف نتحقؽ أوال مف أى شروط استخدا اختبار لمعينتيف )ت( ) المستقمتيف والمتمثمة في اعتدالية توزيع البيانات وتجانس تبايف كؿ مف العينتيف. )عال ولمتأكد مف تجانس التبايف Homogeneity of variances فيما يتعمؽ بمتغير الجنس ت استخدا اختبار التبايف لمقياس توقعات الكفاءة الذاتية العامة بتطبيؽ اختبار النتيجة المعروضة في الجدوؿ اآلتي: )ليفيف( Leven-test حيث أظير جدول )8( تجانس التباين باستخدام Leven-test المق اس توقعات الكفاءة الذات ة العامة اختبار ل ف ن مستوى الداللة يتضح مف جدوؿ )0( أف مستوى التجانس القائ عمى المتوسط بالنسبة لمقياس توقعات الكفاءة الذاتية العامة قد بمغ )5.530( وىو غير داؿ مما يعني أف البيانات متجانسة. كما ت التأكد مف التوزيع الطبيعي لمبيانات مف خالؿ قي معامؿ االلتواء SKenwness ونسبة معامؿ االلتواء إلى الخطاء المعياري لو حيث أف:)- 5.04=5.023/5.003 ( وبما أف ىذه النسبة )5.04( تقع ضمف المدى )3-3( فإذف ).3 نقبؿ فرضية العد بأف متغير الكفاءة الذاتية العامة يتبع التوزيع الطبيعي )زغموؿ وبالتالي يمكف القوؿ بتجانس البيانات المتوافرة ومف ث يمكف إج ارء التحميالت المعممية عمى البيانات. قادت ىذه النتيجة إلى استخدا اختبار )ت( لعينتيف مستقمتيف لحساب الفروؽ

22 بيف متوسطات الذكور واإلناث في درجاتي عمى مقياس توقعات الكفاءة الذاتية العامة والجدوؿ اآلتي يوضح ذلؾ: جدول )9( نتائج اختبار "ت" لمفروق بين المتوسطات حسب متغير الجنس اإلحصاءات الجنس المتوسط الحساب االنحراف المع اري ق مة "ت" درجة الحر ة مستوى الداللة الذكور ن= 000 اإلناث ن= 330 يتضح مف نتائج الجدوؿ ).5( أف نتائج اختبار )ت( لعينتيف مستقمتيف تؤكد أنو ال توجد فروؽ ذات داللة إحصائية بيف الذكور واإلناث في الكفاءة الذاتية العامة وفي ضوء النتيجة المسجمة ت قبوؿ فرضية العد القائمة بعد وجود فروؽ بيف الجنسيف فيما يتعمؽ بمشاعر الكفاءة الذاتية العامة وبيذا تكوف الفرضية الثالثة قد تحققت. وىذا ما توقعو الباحثاف المختمفة حيث تتفؽ ىذه النتيجة مع د ارسة كال مف: ود ارسات )شفارتسر وجيروزيم( الد ارسة مع د ارسة )سامر المختمفة بناء عمى الد ارسات السابقة في البيئات الثقافية )Schroeder, 1992(.)3505 ود ارسة )سامر 0..0( )1994 )Schwarzer,1992,1993, كما تناقضت نتائج ىذه وقد تعود ىذه النتيجة كوف أف المقياس يقيس كفاءات استع ارفية عامة غير إذ أف وجود فروؽ في األنماط التربوية النفسية- مرتبطة بموقؼ محدد االجتماعية لمذكور واإلناث في المجتمع الج ازئري قد تغيرت بشكؿ ممحوظ إذ أخذت ىذه الفروؽ تتالشى في الواقع االجتماعي والميني وبالتالي أصبح طموح اإلناث ال يقؿ عف طموح الذكور في تحقيؽ مكانة ونجاح بال شؾ ذلؾ عمى مشاعر توقعات الكفاءة الذاتية وانخفاض الشعور بالقمؽ. وقد قادتنا اجتماعي وميني عالي وىو ما أنعكس ىذه النتيجة إلى االستغناء عف تحويؿ الدرجات الخا إلى درجات معيارية تائية معدلة فيما يتعمؽ بالذكور واإلناث كؿ عمى حدة وما دفع بالباحثاف عمى الستخ ارج الدرجات المعيارية مقياس توقعات الكفاءة الذاتية العامة في البيئة الج ازئرية. األمر الذي يعني صالحية استخدا المقياس لكال الجنسيف. ال ازئية والتائية المعدلة )المؤقتة( لعينة الد ارسة الكمية

23 جدول ).1( الدرجات الخام والدرجات المعيارية ال ازئية والمعيارية التائية المعدلة )المؤقتة( الدرجات المع ار ة Z الدرجات المع ار ة التائ ة T مجال الدرجات الخام ل GES يتضح مف الجدوؿ )05( أف الدرجات الخا تشير إلى وجود مدى واسع مف درجات المفحوصيف وىذا دليؿ عمى أف إجابات أف ارد عينة الد ارسة كانت متباينة ومتنوعة مما يدؿ عمى أف المقياس حساس لرصد التبايف في السمة التي يقيسيا. كما أف الدرجات المعيارية التائية المعدلة المستخرجة انحصرت قيميا في ما بيف )04-32( في مقابؿ القي )00-00( لدى العينة السورية والقي) ( لدى العينة األلمانية. )سامر (

24 ط. نتائج الد ارسة: بعد عرضنا لكؿ فرضية وتحميميا ومناقشتيا توصمت الد ارسة الحالية إلى نتائج تمت مناقشتيا في ضوء الد ارسات السابقة واإلطار النظري لمموضوع ونستطيع أف نمخص أى النتائج كاآلتي: 0. امتالؾ مقياس توقعات الكفاءة الذاتية العامة لمؤش ارت ثبات تتالء مع خصائص المقياس الجيد عمى عينة مف تالميذ المرحمة الثانوية. 3. امتالؾ مقياس توقعات الكفاءة الذاتية العامة لمؤش ارت صدؽ تتالء مع خصائص المقياس الجيد عمى عينة مف تالميذ المرحمة الثانوية. 2.ال توجد ىناؾ فروؽ ذات داللة إحصائية بيف الجنسيف في توقعات الكفاءة الذاتية العامة. 4. استخ ارج الدرجات المعيارية التائية المعدلة )المؤقتة( لممقياس في البيئة الج ازئرية. مقترحات الد ارسة: وفي ضوء النتائج المتوصؿ إلييا في الد ارسة الحالية نقترح اآلتي: 0. إج ارء المزيد مف الد ارسات حوؿ مقياس توقعات الكفاءة الذاتية العامة في البيئة الج ازئرية وعمى عينات مختمفة. 3. استغالؿ المقياس الحالي في عممية التشخيص واإلرشاد والتوجيو في الميداف التربوي. قائمة الم ارجع الم ارجع العربية: أبو عال رجاء محمود صالح الديف). 355 (. التحميل اإلحصائي لمبيانات باستخدام برنامج.Spss ط 3. القاىرة : دار النشر لمجامعات. أبو عال رجاء محمود صالح الديف) 3505 (. األساليب اإلحصائية االستداللية في تحميل بيانات البحوث النفسية والتربوية واالجتماعية "البا ارمترية والالبا ارمترية" 3. القاىرة : دار الفكر العربي. الزؽ أحمد يحي )3559(. عمم النفس. عماف األردف : دار وائؿ لمنشر. الزيات فتحي محمد )3550(. عمم النفس المعرفي. مصر: دار النشر لمجامعات. اختبار صحة البنية العاممية لممتغي ارت الكامنة في البحوث: منحى التحميل تيغزة أمحمد )3500(. قس عم النفس كمية التربية جامعة الممؾ سعود الرياض: بحث عممي محك. والتحقق. السعودية. خوجة عادؿ) 3500 (. أثر البرنامج الرياضي المقترح في تحسيف صورة الجس ومفيو تقدير الذات لدى فئة ذوي االحتياجات الخاصة حركيا. مجمة جامعة النجاح لألبحاث )العمو اإلنسانية( 30)0( الفعالية الذاتية وعالقتها باالنضباط الصحي لدى مرضى القصور الكموي )3503(. رزقي رشيد المزمن. رسالة ماجستير غير منشورة قس عم النفس وعمو التربية جامعة الحاج لخضر باتنة.

25 زيػػػػػاد رشيػػػػػػػػد )3504(. الخصائص السيكومترية لمنسخة العربية المعد لة لمقياس االكتئاب والقمق والضغط النفسي DASS42 لدى تالمذة المرحمة الثانوية بمدينة الوادي. رسالة ماجستير غير منشورة قس عم النفس وعمو التربية جامعة وى ارف: الج ازئر. سامر جميؿ رضواف )0..0(. توقعات الكفاءة الذاتية "البناء النظري والقياس". مجمة شؤون اجتماعية الشارقة.) 00 (. 04. السنة سامر جميؿ رضواف )3505(. أثر الكفاءة الذاتية في خفض مستوى القمؽ. مجمة د ارسات نفسية. مركز البصيرة لالستشا ارت والخدمات التعميمية الج ازئر. )52(..SPSS سعد زغموؿ بشير) 3552 (. دليمك إلى البرنامج اإلحصائي المعيد العربي لمتدريب والبحوث اإلحصائية: بغداد الع ارؽ. صالح عواطؼ حسف) 0..2 (. الفاعمية الذاتية وعالقتيا بضغوط الحياة لدى الشباب الجامعي. مجمة كمية التربية.جامعة )32(.490. المنصورة. الم ارجع األجنبية: Anastasi, A. & Urbina, S. (1997). Psychological Testing (7 a ED).New york, NY, Prentice Hall. Alerksandra & Ralf Schwarzer et al (2005). The General Self-Efficacy Scale ; Multicultural Validation Studies. The journal of psychology.139(5) Arbuckle, j.l. (2011) Amos 20 user s guide.chicago,il ; SPSS. Bandura, A. (1998).Self-Efficacy. New York: V.S.Ramachaudran Edition. Bandura, A.(1982). Self-Efficacy Mechanism in Human Agency. journal of American Psychologist. 37(2), Costello, A. & Osborne, j.(2005). Best practices in exploratory Factor analysis : four recemmendations for getting the most from your analysis. Journal of Practical AssessmentResearch and Evaluation.10(7) Fernando, J &Francaise, C. (2008). Psychometric properties of the General Self-Efficacy in a Colmbiian Sample. International Journal of Psychological Research. 1(2) Hooper, D et al.(2008). Structural Equation Modelling; Guidelines for Determining Model Fit. The Electronic Journal of Business Research Methods. 6(1) James, L. & Arbuckle.(2011). IBM.SPSS.Amos.20 User s Guide.1507 E 53rd Street chicago,il USA. Joet,G. & Bressoux, P.(2007). Persuasions Sociales et auto-efficacité. Congrés international AREF Actualité de Redierche en Education et en formation. France. Jesper, L. & Grystal, D. Moore, G. Hensing. (2011). Validation of the Swedish translation of general Self-Efficacy Scale. Springer Science Buseness Media B.V. Kline, R.B.(2005). Principles and practice of structural equation modeling (2nd.ed). Newyork ;the Guildford Press.

26 MaeCallum, P. & Austin, J. (2000). Applications of structural equation modeling in pcychological research AnnuRev.Psychol Ralf Schwarzer and Matthias Jerusalem. (2013). General Self-Efficacy Scale (GES) Measurement instrument Database.for the Social Science.Retrieved from Scholz,U. & Gutiérrez.Dna,B,Sud, and Schwarzer,R.(2002). Is general Self-Efficacy a nniversal Construet?. psychometrie findinge from 25 countries European Journal of Psychological Assessment.8(3) Schwarzer,R. & Scholz,U. (2005).The general self-efficacy Scale Multicultural Validation Studies.The journal of psychology.139(5) Schwarzer. R.(1993). Measurement of Perceived Self-Efficacy: psychometric Scales for Cross-cultural Research.Berlin: Freie Universitaet Berlin institent fuer psychologie Vatinee Sukmak & Acharee. S,Prapapron.(2002). Validity of the General Perceived Self- Efficacy Scale, j psychiatr Assoc Thailand 47(1) Zilda, A.P,DelPrette et al.(2013). Confirmatory Factor Analysis of the general self-efficacy Scale in Brazil and Portugal Spanish journal of psychology. 16(93)

27 الممحق )1( مقياس توقعات الكفاءة الذاتية العامة ل جيروزيميم وشفارتسر( 1995 Schwarzer, )Jerusalem and تعميمات: ترجمة : الدكتور سامر جميل رضوان )1997(. أمامؾ عدد مف العبا ارت التي يمكف أف تصؼ أي شخص اق أر كؿ عبارة وحدد مدى انطباقيا عميؾ بوجو عا وذلؾ بوضع إشارة )x( إجابة صحيحة واجابة خاطئة وليست ىناؾ عبا ارت خادعة. لكؿ عبارة. وال تترؾ أي عبارة دوف إجابة. أما كؿ عبارة منيا وىي:ال ناد ار غالبا دائما. أجب بسرعة وال تفكر كثي ار بالمعنى ليس ىناؾ الدقيؽ البنود 0. عندما قف شخص ما ف طر ق تحق ق هدف أسعى إل ه فإن قادر على إ جاد الوسائل المناسبة لتحق ق مبتغاي.. 3 إذا ما بذلت من الجهد كفا ة فإن سأنجح ف حل المشكالت الصعبة. ال نادرا غالبا دائما. 2 من السهل عل تحق ق أهداف ونوا اي.. 4 أعرف ك ف أتصرف مع المواقف غ ر المتوقعة. 0. أعتقد بأن قادر على التعامل مع األحداث حتى لو كانت هذه مفاجئة ل. 9. أتعامل مع الصعوبات بهدوء ألن أستط ع دائما االعتماد على قدرات الذات ة.. 0 مهما حدث فإن أستط ع التعامل مع ذلك.. 0 أجد حال لكل مشكلة تواجهن... إذا ما واجهن أمر جد د فإن أعرف ك ف ة التعامل معه.. 05 أمتلك أفكارا متنوعة حول ك ف ة التعامل مع المشكالت الت تواجهن.

28 الممحق )2( مخرجات برنامج Amos v22 يوضح مؤش ارت حسن المطابقة لمتحميل العاممي التوكيدي لمقياس توقعات Analysis Summary Date and Time Date: dimanche 9 novembre 2014 Time: 20:03:54 Title Cfa.ges: dimanche 9 novembre :03 Notes for Group (Group number 1) The model is recursive. Sample size = 339 الكفاءة الذاتية العامة النسخة الج ازئرية. Notes for Model (Default model) Computation of degrees of freedom (Default model) Number of distinct sample moments: 65 Number of distinct parameters to be estimated: 30 Result (Default model) Minimum was achieved Chi-square = Degrees of freedom = 35 Probability level =.003 Model Fit Summary Degrees of freedom (65-30): 35 CMIN Model NPAR CMIN DF P CMIN/DF Default model Saturated model Independence model Baseline Comparisons Model NFI RFI IFI TLI Delta1 rho1 Delta2 rho2 CFI Default model Saturated model Independence model