چکیده محمد سیدصالحی 1 علی دالور 2 واژگان کلیدی: پایایی خودناتوانسازی روایی سازه روایی محتوایی همسانی درونی

Transcript

1 بررسی ویژگیه یا روانسنجی مقیاس خودناتوانسازی محمد سیدصالحی 1 علی دالور 2 تاریخ دریافت: 40 40/40/ تاریخ پذیرش: 40 40/48/ چکیده هدف: هدف پژوهش حاضر بررسی ویژگیهای روانسنجی مقیاس خودناتوانسازی بهعنوان یک ابزار مناسب جهت اندازهگیری میزان خودناتوانسازی دانشجویان است. روش: جامعه آماری موردنظر همه دانشجویان شهر تهران بود که از بین آنان تعداد 024 نفر از چهار دانشگاه عالمه طباطبائی تهران آزاد اسالمی واحد تهران جنوب و پیام نور در رشتههای مختلف و به روش در دسترس بهعنوان نمونه انتخاب شدند. مقیاس خودناتوانسازی )جونز و رودوالت 2482( بهعنوان ابزار پژوهش به کار گرفته شد. برای بررسی ویژگیه یا روانسنجی مقیاس خودناتوانسازی به تعیین روایی محتوایی روایی سازه و همچنین پایایی این آزمون پرداخته شد. یافتهها: روایی محتوایی این مقیاس که توسط 0 تن از متخصصان مورد تأیید قرار گرفت. در تحلیل عاملی اکتشافی سؤاالت مقیاس روی سه عامل بار شدند و نتایج تحلیل عاملی تأییدی نشان داد که این مدل سه عاملی با دادهها برازش دارد. همسانی درونی عوامل با کل مقیاس بسیار باالبود و همچنین تحلیل سؤاالت حاکی از همسانی درونی باال بین سؤاالت و کل مقیاس بود. میزان پایایی با روش آلفای کرونباخ 4/428 و با روش دونیمه کردن 4/767 به دست آمد. بحث و نتیجهگیری: مقیاس خودناتوانسازی دارای ویژگیه یا روانسنجی مطلوبی برای جامعه دانشجویان میباشد. پایایی این مقیاس بسیار باال بوده و مدل سه عاملی مطرحشده در پژوهش از روایی سازه مناسبی برخوردار است که به پژوهشگران کمک میکند تا بتوانند با استفاده از این ابزار بهویژه در جامعه دانشجویان به اندازهگیری متغیر خودناتوانسازی بپردازند. واژگان کلیدی: پایایی خودناتوانسازی روایی سازه روایی محتوایی همسانی درونی 2. کاارشااانااسااای ارشاااد رشاااتاه سااانجش و انادازه گیری دانشاااگااه عالماه طبااطباائی )نویساااناده مسااا ول( Mohammad.salehi@yahoo.com 2. استاد آمار و روش تحقیق دانشگاه عالمه طباطبائی delavarali@yahoo.com

2 / 89 فصلنامه اندازهگیری تربیتی دوره ششم شماره تابستان 1981 مقدمه خودناتوانساازی انجام یا قصاد به انجام دادن مجموعه رفتارهایی اسات که بهمنظور بیرونی جلوه دادن شااتسااتها و درونی جلوه دادن پیروزیها به کار میرود و شااخخ خود را از گزناد آسااایابهای احتمالی شاااتسااات برهاند )برگالس و جونز به نقل از الف: حیدری خداپناهی و دهقانی 88(. در تالشه یا انجامشاده برای تبیین پدیده خودناتوانساازی چند نظریه مطرحشده است )مارتین ) )کاوینگتون ) نظریه هدف 0 ازجملاه: 2 -نظریه خودارزشااای 2 )میادگلی کااپالن و میادلتون 2442( 7 و 0- نظریاه نیااز باه 0- نظریاه انگیزش اجتناابی 6 )کاوینگتون 2442 به نقل از یوسفی شیربگی و صالحی 44(. کاوینگتون که پیشرفت 8 نظریه خودارزشاای را در سااال 2442 بیان کرده اساات خودناتوانسااازی را وارد عرصااه آموزش کرد و چنین میپنداشات که خودناتوانساازی تحصیلی شامل رفتارهایی است که یادگیرندگان عموما برای حفاظت خود از شاتساتهای تحصایلی پیشرو به کار میگیرند )کاوینگتون 2442 به نقل از یوساافی شاایربگی و صااالحی 44(. به اعتقاد او رفتارهای خودنااتوانسااااز اغلاب در موقعیتهایی که احسااااس خودارزشااای افراد مورد تهدید قرار میگیرد بروز میکنناد و این موقعیاتها در مدارس و دانشاااگاهها بهوفور یافت میشاااوند )کاوینگتون 2442 به نقل از فاتحی زاده رئیسی امامی و جزایری 87(. پرداختن به خودناتوانسااازی از آن جهت حائز اهمیت اساات که بساایاری از رفتارهای مخرب و فاقد کارآیی را در فراگیرندگان نظام آموزشای تقویت میکند و باعث میشود تا آنان بهج یا اساتفاده از راهتارهای ساازنده و مؤهر جهت رفک مشاتالت آموزشای به انجام رفتارهایی حاکی از انتار مساا له پیش روی بپردازند. این رفتار در شاارایطی که فرد ترس از 1. Berglas, & Jones 2. Self-worth 3. Covington 4. goal-theory 5. Martin 6. Avoidance-motive 7. Midgly, Kaplan, & Middleton 8. Need to achievement

3 بررسی ویژگیهای روانسنجی مقیاس خودناتوانسازی / 88 ارزیابی شادن داشاته باشاد بیشتر رخ میدهد و باعث میشود تا فرد هر چه بیشتر از واقعیت روبرویش فاصله بگیرد )کوپزینستی و اسمیت 24(. 2 خودناتوانسازی هنگامی رخ میدهد که فرد عزتنفس خویش را در معرض خدشهد را شادن میبیند و برای اینته مقصار اصالی شاناخته نشاود عوامل خارجی دیگری را بهعنوان دلیل اصلی اتفاقات پیش میکشد )شپرد و آرکین 2484(. 2 بر همین اساس است که آزمون عزتنفس روزنبرگ در برخی پژوهشها بهمنظور سااانجش روایی همگرا در مورد مقیاس خودنااتوانساااازی باه کاار میرود )ب: حیدری و همتاران 88(. خودناتوانساااازی به شاتله یا مختلف رفتاری بروز پیدا میکند همچون اساتفاده از التل یا مواد طفره رفتن یا به تعویق انداختن کارها خودداری عمدی از تالش و امتناع از انجام وظایف تحصایلی تظاهر به عدم تالش و رفتار ازهمگسیخته )رئیسی 80 به نقل از فاتحی زاده و همتاران.)87 پژوهشها نشاااان دادهاند که خودناتوانساااازی با ساااازههای مختلفی در ارتباط اسااات ازجملاه: میزان اعتماادباهنفس )کاادویل جرنیگون و مارتینگینیس 24 0 تولیتی 44 ( کماالگرایی )هابدن و پلینر نیتنام حساااینیان و یزدی 84( نگرش به پژوهش )یوسافی شایربگی و صالحی 44( شیوههای فرزندپروری )وانت و کلیتمن ب: حیادری و همتااران 88( ویژگیهاای شاااخصااایتی )راس کااناادا و راوش فاتحیزاده رئیساای امامی و جزایری 87( انگیزش پیشاارفت تحصاایلی )چن وو کی لین و شااوی اوموندساان 2442( 8 عزتنفس )لوپین ساایری و آلمونت تولیتی 44( خودکاارآمادی )اسااامیات ساااینتلیر و چااپمن پولفورد جاانسااان و 1. Kopczynski, & Smith 2. Shepperd, & Arkin 3. Coudevylle, Gernigon, &Martin Ginis. 4. Hobden, & Pliner 5. Want, & Kleitman 6. Ross, Canada, &Rausch 7. Chen, Wu, Kee, Lin, &Shui. 8. Ommundsen 9. Lupien, Seery, &Almonte. 10. Smith, Sinclair, &Chapman

4 / 1 فصلنامه اندازهگیری تربیتی دوره ششم شماره تابستان 1981 آوایادا 2440( 2 تفااوتهاای جنسااایتی )ماک کرا هرت و میلنر ب: حیادری و همتااران 88( بادبینی دفااعی )ماارتین ماارش و دبوس 2440( 0 بزرگنماایی درد )اویسال و لو 2424( 0 و قبولی در آزمون کارشناسی ارشد )یوسفی و شیربگی 42(. برای انادازهگیری و سااانجش هر متغیر به یک ابزار اندازهگیری نیاز اسااات تا وقتی که مفاهیم نظری قابل اندازهگیری یا کمیشادن نباشاند کشاف قوانین و روابط علمی بهمنظور پیشبینی پادیادههاا امتاانپذیر نیسااات )چادها 2444(. 0 سااانجش ویژگیهای یک ابزار اندازهگیری بارها و بارها میتواند صاورت بگیرد زیرا ویژگی افراد جامعه و شارایط اجرای ابزار تفاوت زیادی با یتدیگر دارند و با انجام یک بررسااای نمیتوان بهکفایت ویژگیهای روان ساااناجای ابزار پی برد )ماارکوس و بورسااابوم 24(. 6 باه همین دلیال مقیااس خودناتوانساازی مجددا در این پژوهش بررساای شاد. از این مقیاس در پژوهش حسااینیان نیتنام و یزدی )84( اساتفاده شاد که میزان همساانی درونی آن از طریق آلفای کرونباخ 4/64 به دست آمد و روایی محتوایی آن نیز توسط 0 نفر متخصخ مورد تأیید قرار گرفت. )2444( پاایایی مقیاس را به روش بازآزمایی سااانجید که از میزان مناسااابی رودوالات 7 برخوردار بود و روایی همگرا و واگرا نیز برای آن برقرار بود. در این مورد از مقیااس مادهای خودناتوانسازی بهمنظور سنجش گرایش افراد به استفاده از راهبردهای عدم تالش تمارض اهمالکاری آشافتگی هیجانی و نگرانی در مورد پیشارفت اساتفاده شاد. همچنین رودوالت ساااختار عاملی این مقیاس را بررساای کرد که دو عامل از عذرتراشاای 8 و تالش 4 طریق ماده به دساات آمد. عامل عذرتراشاای تمایل افراد به ارائه بهانههای مختلف قبل از مورد ارزیابی قرار گرفتن توساط دیگران و عامل تالش بیانگر سعی نتردن عامدانه افراد در 1. Pulford, Johnson, & Awaida. 2. McCrea, Hirt, & Milner. 3. Martin, Marsh, & Debus 4. Uysal, & Lu 0. Chadha 6. Markus, & Borsboom 7. Rhodewalt 8. excuse making 9. effort

5 بررسی ویژگیهای روانسنجی مقیاس خودناتوانسازی / 121 مواقعی که نیاز به تالش دارند اشاااره میکند. در اصااطالح به عامل اول خودناتوانسااازی ادعایی و به عامل دوم خودناتوانسااازی رفتاری گفته میشااود. نسااخه مادهای و نسااخه تجدیدنظر شاده مادهای این مقیاس در پژوهشه یا مختلف اساتفادهشاده که سودمندی آن در عمل گزارش شده است )به نقل از الف: حیدری و همتاران 88(. این ابزار توساااط حیادری و همتااران )الف: 88( روی یاک نموناه 604 نفری از دانشاجویان کارشاناسی دانشگاهه یا آن به سراسری ایران اجرا شده است و فرم هنجارشده ایرانی ساؤال تقلیل یافته است. روایی سازه این مقیاس با استفاده از تحلیل عامل اکتشافی مورد بررساای قرار گرفته اساات که سااه عامل»خلق منفیتالش«و»عذرتراشاای«از آن اسااتخراش شاادند. دامنه ضاارایب پایایی خرده مقیاسها 4/72 و برای کل مقیاس برابر با 4/77 بود. به روش آلفای کرونباخ از 4/64 تا در سااال 2444 همبسااتگی این آزمون را با سااازههای مرتبط همچون کاترین والرنس 2 عذرتراشای و میزان تالش در بین 0 نفر مورد بررسی قرار دادند که میزان آن 4/27 تا بین 4/64 باه دسااات حیدری و همتاران 88(. آماد و همساااانی درونی مقیاس نیز بین 4/08 تا 4/74 بود )به نقل از الف: باا توجه به نقش تأهیرگذار خودناتوانساااازی تحصااایلی بر کیفیت عملترد تحصااایلی یادگیرندگان و درنتیجه کیفیت نظام آموزشاای پژوهش حاضاار قصااد دارد تا با بررساای ویژگیهاای روانسااانجی مقیااس خودنااتوانساااازی باهعنوان یاک ابزار مناساااب جهت اندازهگیری میزان خودناتوانساازی دانشاجویان دست یابد تا اشخاص با شناخت هر چهبهتر و تشااخیخ هر چه دقیقتر آن با راهتارهایی خردمندانه برای کاهش و جلوگیری از شاایوع این پدیده گام بردارند. 1. Kathleen & Lawrence

6 / 1 فصلنامه اندازهگیری تربیتی دوره ششم شماره تابستان 1981 روش پژوهش حاضاار به لحاظ هدف از نوع توسااعهای و به لحاظ روش پیمایشاای اساات. هدف اصالی این پژوهش بررسای ویژگیه یا برای اندازهگیری این سازه بود. جامعه نمونه و روش نمونهگیری این روانسنجی مقیاس خودناتوانسازی بهعنوان ابزاری جامعۀ آماری پژوهش شاامل کلیۀ دانشجویان مقطک کارشناسی و کارشناسی ارشد شهر تهران بود که در سال تحصیلی مشغول به تحصیل بودهاند. شیوه نمونهگیری به صاورت بود که ابتدا از بین دانشاگاهه یا شهر تهران دانشگاهه یا عالمه طباطبائی پیام نور واحد تهران جنوب دانشااگاه آزاد واحد تهران جنوب و دانشااگاه تهران بهصااورت تصاادفی انتخاب شدند.در مرحلۀ بعدی از بین دانشگاهه یا از رشاتهه یا مذکور تعدادی از دانشجویان مختلف بهصاورت در دساترس انتخاب شادند و پرساشانامه موردنظر بر روی آنها اجرا شاد. الزم به ذکر اسات حجم نمونۀ مورد مطالعه 024 نفر در نظر گرفته شد که از کفایت الزم برخوردار بوده است. ابزار ابزار مورد اسااتفاده در این پژوهش آزمون خودناتوانسااازی برگالس و جونز )2478( بود. نسخه اصلی این آزمون که توسط جونز و برگالس تدوین شده است دارای سؤال است. نمرهگذاری مقیاس خودناتوانسااازی بهصااورت یک طیف 6 درجهای اساات که با کامال مخاالفم )4( تقریباا مخاالفم )2( کمی مخاالفم )2( کمی موافقم )0( تقریبا موافقم )0( و کامال موافقم )0( نمرهگذاری میشود. فرم هنجارشده ایرانی آن توسط حیدری و همتاران )الف( به ساااؤال تقلیل یافته اسااات. پایایی عوامل آزمون با آلفای کرونباخ بین 4/08 تا 4/74 )کااترین والرنس 2444( و 4/64 تاا 4/72 )الف: حیادری و همتااران 88( بهدساااتآمده اسااات. همچنین پایایی کل مقیاس بهوسااایله آلفای کرونباخ 4/64 )نیتنام و همتاران 84( و 4/77 )الف: حیدری و همتاران 88( گزارش شده است. پایایی این ابزار در پژوهش حاضر به روش آلفای کرونباخ 4/428 به دست آمد.

7 بررسی ویژگیهای روانسنجی مقیاس خودناتوانسازی / 129 شیوه اجرا پس از تهیه پرساشنامه سؤاالت زیر هم در یک صفحه قرار گرفتند تا آزمودنیها با سهولت بیشتری به آن پاسخ دهند. نسخه آزمون بهصورت گروهی و توسط خود پژوهشگر توزیک و جمکآوری شااد. آزمون در دانشااگاهه یا خاصی برای پاسخگویی به سؤاالت وجود نداشت. شیوه تحلیل مورد نمونهگیری اجرا شااد و محدودیت زمانی برای بررساای ویژگیهای روانساانجی مقیاس خودناتوانسااازی به تعیین روایی محتوایی روایی سازه و همچنین پایایی این آزمون پرداخته شد. یافتهها پس از جمکآوری پرساشانامه مورد نظر از نمونه 024 نفری مذکور متشتل از 8 مرد )07 درصاد( و 272 زن )00 درصد( از میان شاخخه یا بین شااخخه یا گرایش مرکزی شاخخ میانگین و از پراکندگی انحراف اساتاندارد محاسابه شد. میانگین برای عامل اول 0/08 برای عامل دوم 0/02 و برای عامل سااوم 0/47 به دساات آمد. همچنین انحراف اسااتاندارد عامل اول 2/48 عامل دوم 2/28 و عامل سوم 2/ به دست آمد. برای بررساای روایی محتوایی از نظر متخصااصااان اسااتفاده شااد. به همین جهت مقیاس خودناتوانساازی به 0 تن از اعضاای هی تعلمی دانشاتدههای روانشاناسای و علوم تربیتی دانشاااگاههای عالمه طباطبائی آزاد تهران جنوب و پیام نور ارائه شاااد تا از نظرات آنان در مورد این آزمون اطالع به دست آید. متخصصان نظرات کلی خود را در یک طیف لیترت 0 تایی از بساایار نامطلوب تا بساایار مطلوب ارائه دادند که میزان همبسااتگی نظرات از طریق ضااریب توافق کندال )W( 4/60 به دساات آمد که قابل قبول بود بنابراین همگی بر وجود روایی محتوایی در این آزمون اذعان داشتند. برای بررسای روایی ساازه روشهای تحلیل عاملی اکتشاافی و تأییدی و همچنین روش همساانی درونی عوامل و کل مقیاس مورد اساتفاده قرار گرفت. در تحلیل عاملی اکتشاافی

8 / 121 فصلنامه اندازهگیری تربیتی دوره ششم شماره تابستان 1981 اساااتخراش شااادند. همچنین به فرض اینته مؤلفهه یا عوامال از روش محورهاای اصااالی 2 به کار گرفته شد. خودناتوانسازی مستقل از هم هستند چرخش واریماکس 2 جدول 1. بارهای عوامل استخراجشده از تحلیل عاملی اکتشافی به روش محورهای اصلی )بارهای عاملی کمتر از 0/4 نشان داده نشدهاند( گویهها خالصه عبارات خلق منفی بار عاملی تالش عذرتراشی درصد واریانس تبیین شده ارزش ویژه 4/840 دشوار نمودن کارهای آسان در صورت احساس افسردگی 4/704 8 حواسپرتی هنگام مطالعه 4/704 باور به بدشانسی بیشازحد معمول در فعالیتهای رقابتی 24 4/702 رنجیدن از بازنده شدن و عدم شرکت در فعالیتهای رقابتی 4 06/64 /27 4/7 احساس اضطراب پیش از امتحان یا انجام کار 7 0 باور به کسل بودن بیشتر از سایرین 4/674 4/608 باور به افراط در خوردن و آشامیدن در بسیاری از اوقات 24 4/007 تمایل به ابتال به بیماری خفیف و کاهش فشار مس ولیتها 4/0 تأکید بر ایدهآلترین حالت 4/808 انجام دادن کارها بهطور مطلوب در صورت وجود نگرانی 4/844 0 انجام کارها به بهترین وجه /44 /42 4/844 کسب آمادگی بیشازحد برای کارها 0 4/744 عدم تداخل مسائل عاطفی به سایر بخشهای زندگی 1. principal axis 2. varimax rotation

9 بررسی ویژگیهای روانسنجی مقیاس خودناتوانسازی / 121 4/782 اطمینان از وجود مقدمات کار پیش از قبول آن 6 4/842 4/784 4/640 دلداری خویش با یادآوری تواناییها در هنگام ضعف ترجیح تواناییهای بالفعل به تواناییهای بالقوه ترجیح لذته یا کوچک کنونی به لذته یا بزرگ آینده /782 2 تعویق کارها به آخرین لحظه 4/774 دلیلتراشی در صورت عدم برآورده شدن انتظارات دیگران 28 /42 28/ 4/7 باور به کسب نتایج بهتر درازای انجام کار بیشتر 4/742 مقصر دانستن اوضاع در اولین واکنش بهاشتباه 2 4/676 باور به کسب عملترد بهتر در صورت عدم تأهیرپذیری از عواطف 26 4/602 امید به سرو سامان گرفتن )KMO( برای دادهها برابر با 4/4 به دسااات آمد که شااااخخ کفاایات نمونهبرداری 2 دارای کفاایات بسااایاار زیاادی اسااات زیرا بهمراتب باالتر از 4/7 قرار دارد بنابراین تعداد آزمودنیهای حاضاار برای این پژوهش مناسااب اساات. همچنین در آزمون کرویت بارتلت = 0, p = 4/4442( ᵡ2( =,7274/00 df به دست آمد که حاکی از رد شدن فرض صفر اسااات. در آزمون کرویات باارتلت فرض صااافر این اسااات که متغیرها فقط با خودشاااان همبستگی دارند و رد فرض صفر حاکی از این است که ماتریس همبستگی دارای اطالعات معنیدار اساات و حداقل شاارایط الزم برای انجام دادن تحلیل عاملی وجود دارد )ساارمد و همتاران 44(. 2. Kaiser Meyer Olkin Measure

10 / 121 فصلنامه اندازهگیری تربیتی دوره ششم شماره تابستان 1981 شکل 1. نمودار سنگریزه )scree( مربوط به عوامل استخراجشده از مقیاس خودناتوانسازی در ابتادا میزان حداقل بار عاملی 4/0 تعریف شاااد اما از آنجا که ساااؤاالت 24 0 و دارای بار عاملی اضافه بر روی عاملی غیر از عامل اصلی خود داشتند در ادامه میزان حداقل باار عااملی به 4/0 تغییر یافت. بعد از مشاااخخ کردن عواملی که از نظر تجربی به یتدیگر تعلق دارند باید کوشاااید از اشاااتراي تجربی متغیرهایی که بر عامل معینی بار میشاااوند به اساتنتاش اشاتراي مفهومی نائل آمد. با مراجعه به جدول 2 مالحظه میشود که سؤاالت و در عامل اول ساااؤاالت و 24 در عامل دوم و سؤاالت و در عامل سوم بار عاملی باالیی دارند. با توجه به مبانی نظری پژوهش عامل اول به نام»خلق منفی«عامل دوم به نام»تالش«و عامل ساوم به نام»عذرتراشای«نامگذاری شادند. با توجه به جدول 2 ساه عامل اساتخراششاده درمجموع 64/02 درصاااد از واریاانس کل مقیاس خودناتوانساااازی را تبیین میکند. همچنین ارزش ویژه عامل خلق منفی 06/640 عامل تالش /440 و عامل عذرتراشاای /4 به دساات آمد. در تحلیال عااملی تأییدی برازش مدل با دادهها مدنظر میباشاااد یعنی اینته تا چه حد یک مدل با دادههای مربوطه ساازگاری و توافق دارد. یتی از آمارهه یا مورداساتفاده برای

11 بررسی ویژگیهای روانسنجی مقیاس خودناتوانسازی / 121 بررسای برازش مدل آماره خیدو اسات. براسااس این آماره فرض صافر این است که مدل بهطور کامل با دادههای جامعه برازش دارد )کالنتری 87(. جدول 2. شاخصه یا نیکویی برازش و میزان مطلوبیت آنها SRMR RFI IFI CFI NFI RMSEA p df χ 2 4/470 4/42 4/40 4/40 4/42 4/47 4/ /48 جدول 2 شااااخخه یا میشااود مقدار آماره خیدو نیتویی برازش مدل را نشاااان میدهد. همانطور که مشااااهده اگر تقساایمبر df شااود نتیجه حاصاال در سااطح 4/40 معنادار خواهد شااد. درواقک فرض صاافر رد میشااود اما از آنجایی که آماره خی دو تحت تأهیر حجم نموناه قرار دارد اگر حجم نموناه بیشاااتر از 4 نفر بااشاااد میتوان از معنااداری آن صارفنظر کرد )حساینی و ابارشای 42(. طبق جدول 2 دوم خطاای تقریاب )RMSEA( کمتر از 4/48 میزان آماره ریشاه میانگین توان و میزان آماارههای شااااخخ برازش غیرنرم )NFI( شااخخ برازش مقایسهای )CFI( شاخخ برازش افزایشی )IFI( و شاخخ برازش نسابی )RFI( همگی بین 4/4 و یک هساتند. همچنین میزان اساتاندارد شاده ریشاه میانگین توان دوم خطاا )SRMR( کمتر از 4/48 اسااات. درنهایت میتوان نتیجه گرفت که تمامی شااااخخه یا نیتویی برازش بهجز آماره خی دو به همان دلیلی که ذکر شاااد از مطلوبیت خوبی برخوردارند و مدل موردنظر با دادهها برازش دارد. یافتهه یا مربوط به فرضاایههای فرعی: برای بررساای فرضاایههای فرعی پژوهش بارهای عاملی شاااخخ t و مجذور همبسااتگی چندگانه تحلیل عاملی تأییدی مربوط به گویهه یا مقیاس در جدول 0 آمدهاند. هر فرضاایه فرعی بیانگر آن اساات که سااؤال موردنظر با کل مقیااس رابطاه معنااداری دارد. باا توجاه باه جادول 0 بارهای عاملی شااااخخ t و مجذور همبستگی چندگانه مربوط بهتمامی سؤاالت در سطح 4/42 معنادار میباشند.

12 / 129 فصلنامه اندازهگیری تربیتی دوره ششم شماره تابستان 1981 جدول 3. بارهای عاملی شاخص t و مجذور همبستگی چندگانه تحلیل عاملی تأییدی مربوط به گویههای مقیاس R 2 t λ R 2 t گویهها λ گویهها 4/28 /06 4/77 4/00 24/ 2/47 2 4/04 / 4/40 4/07 24/82 2/ 2 4/04 /40 4/44 4/64 /40 2/70 0 4/00 26/07 2/ 26 4/00 24/46 2/46 0 4/67 /02 2/ /82 26/ 2/00 0 4/70 /04 2/ 28 4/08 24/02 2/02 6 4/08 24/44 2/ /06 24/04 4/40 7 4/00 26/07 4/ /60 /70 2/28 8 4/74 /28 2/80 4/04 27/87 2/02 4 4/82 26/06 2/42 4/07 27/06 2/ 24 4/70 /42 2/26 4/08 40/24 2/24 4/76 /66 2/

13 بررسی ویژگیهای روانسنجی مقیاس خودناتوانسازی / 128 شکل 2. نتایج تحلیل عاملی تأییدی مقیاس خودناتوانسازی

14 / 112 فصلنامه اندازهگیری تربیتی دوره ششم شماره تابستان 1981 همسااانی درونی عوامل و کل مقیاس: یتی از روشه یا تعیین روایی سااازه همسااانی درونی اسااات. از لحااظ نظری نمرات خرده آزمونهاا باید با نمره کل آزمون همبساااتگی زیادی داشته باشند زیرا فرض این است که همه آنها بر روی هم حوزه رفتاری واحدی را اندازهگیری میکنند. در ضاامن خرده آزمونها نباید با یتدیگر همبسااتگی زیادی داشااته باشااند زیرا در چنین حالتی فرض میشااود که همه آنها یک چیز را اندازه میگیرند و لذا تتراری هساتند )سایف 87(. پس فرضایه پژوهشای این قسامت وجود همبساتگی باالی عوامل با کل مقیاس و همبستگی پایینتر عوامل با یتدیگر میباشد. جدول 4. ماتریس همبستگی عوامل و کل مقیاس خلق منفی تالش عذرتراشی نمره کل خلق منفی 2/44 2/44 تالش 4/060 2/44 4/028 عذرتراشی 4/004 2/44 4/702 4/824 کل مقیاس 4/747 همانطور که در جدول 0 مشاااهده میشااود همه عوامل دارای همبسااتگی باالیی با کل مقیاس هساتند اما با یتدیگر همبساتگی بسایار کمتری دارند که این حاکی از همساانی درونی مناساب عوامل و کل مقیاس میباشاد و فرضایه پژوهشی در این قسمت تأیید میگردد. جهت همبساتگی تمام خردهمقیاسها با یتدیگر و با کل مقیاس مثبت اسات که نشاان از رابطه مثبت بین آنها دارد و با افزایش یتی از آنها دیگری نیز به ترتیب افزایش و کاهش مییابد. برای بررساای پایایی مقیاس خودناتوانسااازی از روش همسااانی دورنی به طریق آلفای اساتفاده شد که نتایج آن در زیر کرونباخ و دونیمه کردن آزمون با فرمول اساپیرمن-براون 2 گزارش شده است. 1. Spearman-Brown formula

15 بررسی ویژگیهای روانسنجی مقیاس خودناتوانسازی / 111 جدول 5. آمارهه یا پایایی از طریق آلفای کرونباخ از طریق دونیمهکردن تعداد سؤاالت 4 4/800 4/882 خلق منفی 7 4/427 4/4 تالش 7 4/862 4/877 عذرتراشی 4/767 4/428 کل مقیاس برای بررسای میزان پایایی این آزمون از روش آلفای کرونباخ اساتفاده شاده اسات. میزان مورد قبول در مورد آلفای کرونباخ حدودا 4/7 میباشااد که این شاااخخ در آزمون اخیر برابر با 4/648 و تقریباا معاادل 4/7 میبااشااد کاه از کفاایات الزم برخوردار اساات. از آنجاا که معموال مطالعه تفاوتهای فردی و درنتیجه تفتیک هر چه بیشااتر افراد مدنظر اساات بنابراین هر چه واریانس کل آزمون و همچنین تکتک ساؤاالت بیشتر باشد آزمون وضعیت مناسبتری خواهد داشت. درواقک سااؤالی مناساابتر خواهد بود که به افزایش واریانس کل آزمون کمک کند یعنی اگر از مجموعه سؤاالت حذف شد واریانس کل آزمون کاهش پیدا کند )چادها 2444(. جدول 6. شاخصه یا پایایی کل سؤاالت سؤال واریانس کل در صورت حذف سؤال مجذور همبستگی چندگانه در مقدار آلفا صورت حذف سؤال ضریب مقبولیت سؤال واریانس کل در صورت حذف سؤال مجذور همبستگی چندگانه مقدار آلفا در صورت حذف سؤال ضریب مقبولیت 4 /046 4 /427 4 /044 0 /82 4/040 4/426 4 / / /000 4 /427 4 / / 4/000 4/427 4 / / /000 4 /427 4 / /40 4/666 4/4 4 / / /040 4 /428 4 /076 0 / /086 4/4 4 / / /600 4 /4 4 / / /680 4 /4 4 / / /640 4 /4 4 / / /070 4/4 4 /6 042 /07 6 4/044 4 /426 4 / / 24 4/044 4/4 4 / / /008 4 /4 4 / / /080 4/4 4 / / /604 4 /4 4 / /42 4/074 4 /426 4 / / /600 4 /4 4 / /26 4/007 4/4 4 / / /070 4 /4 4 / /08 4/072 4/4 4 / /02 4/664 4/4 4 / /06

16 / 112 فصلنامه اندازهگیری تربیتی دوره ششم شماره تابستان 1981 همانطور که در ساتون دوم و هفتم مشااهده میشاود واریانس کل در صورت حذف هر یک از سااؤاالت کاهش پیدا میکند که این به معنی ایدهآل بودن واریانس موجود برای تکتک ساؤاالت میباشاد. ساتون ساوم و هشاتم بیانکننده همبساتگی هر ساؤال با ساایر سؤاالت است که درواقک در هر ردیف سؤال موردنظر بهعنوان متغیر مالي و سایر سؤاالت بهعنوان متغیر پیشبین در نظر گرفته شادهاند. با توجه به چندعاملیبودن آزمون همبسااتگی خیلی زیاادی بین هماه ساااؤاالت با یتدیگر انتظار نمیرود زیرا ساااؤاالت مختلف عوامل مختلف را میسانجند و این مقادیر در ساتون سوم قابل قبول میباشند. با این حال همبستگی برخی سؤاالت با سایرین باالست که این همبستگی بیشتر ناشی از سؤاالتی است که با سؤال موردنظر در یک عامل قرار دارند و البته همه سؤاالت نمیتوانند کامال با همدیگر بیارتباط باشااند زیرا تمامی آنها درمجموع یک سااازه واحد را میساانجند. در سااتون چهارم و نهم مشااهده میشاود که در صاورت حذف هر یک از ساؤاالت مقدار آلفای کرونباخ کاهش مییابد و بدان معنی اسات که همه سؤاالت در افزایش همسانی درونی آزمون نقش بسزایی دارند. در ستون پنجم و دهم ضریب مقبولیت سؤاالت محاسبه شده است که درواقک قدرت افتراق افراد با مقادیر متفاوت در ویژگی موردنظر را توسط سؤال نشان میدهد. در ابزارهای سنجش شخصیت عالقه و نگرش تمیز دادن بین سنخها یا گروههای مختلف کاری مطلوب است )سیف 87(. مقدار این شاخخ در تمامی سؤاالت قابل قبول میباشد. بحث و نتیجهگیری متخصصان و پژوهشگران حوزه روانشناسی تربیتی همواره در پی شناسایی موانک شناختی و انگیزشای مرتبط با عدم پیشرفت تحصیلی و ارائه راهتارهایی برای حل آنها بودهاند. یتی از موانک شاناخته شاده در این عرصاه خودناتوانساازی اسات که پژوهشهایی در مورد آن صاورت گرفته اسات اما برای بررسای این موضاوع ابتدا باید میزان و شادت آن را در بین فراگیران نظام آموزشای اندازهگیری کرد تا بتوان به عملیات تحلیل و مقایسه کم ی پرداخت و متعااقاب آن به نتیجهگیری مطلوبی دسااات یافت. همچنین آمار و روشه یا نقش عمادهای در تحقیقاات علوم اجتمااعی و رفتااری دارناد. تحقیق کمی پیشنیاز اساااتفاده از آمار و روشهاای تحقیق در علوم اجتمااعی و رفتااری کم ی کردن متغیرهاای موردمطالعه در این

17 ( بررسی ویژگیهای روانسنجی مقیاس خودناتوانسازی / 119 علوم اسات. بر این اسااس دست یافتن به آزمونی که از ویژگیهای مطلوب روانسنجی که دارد بساایار مبنای آن ریشاه در نظریات اندازهگیری بهخصاوص نظریه کالسایک آزمون 2 حائز اهمیت اسات. سرانجام هدف آزمون فقط جمکآوری نمرات نیست بلته تصمیمگیری بر اساس نمرات آزمون هدف اصلی آزمون است )گرامی پور 40(. یافتههای پژوهش نشاان میدهند که مقیاس خودناتوانسازی از روایی مناسبی برخوردار اساات. روایی محتوایی این مقیاس که توسااط 0 تن از متخصااصااان و اعضااای هی تعلمی دانشاااگااههاا مورد تأیید قرار گرفته اسااات حاکی از برقراری روایی محتوایی در مورد این آزمون میبااشاااد. پیش از این نیز جونز و رود والات )2482 حیادری و همتااران )الف: 88( و نیتنام و همتاران )84( روایی محتوایی این مقیاس را تأیید کرده بودند. آزمون کفایت نمونهبرداری KMO و آزمون کرویت بارتلت نشاان دادند که حداقل شارایط برای تحلیل عاملی اکتشافی برقرار است و در ادامه تعداد سؤال بر روی دو عامل عذرتراشی و تالش باار شااادناد کاه باا یاافتههای جونز و رودوالت )2482( و حیدری و همتاران )الف: 88( همخوانی دارد. همچنین تعداد 4 ساااؤال بر روی عامل خلق منفی بار شااادند که این نتیجاه نیز باا یاافتاههاای حیدری و همتاران )الف: 88( همخوانی دارد. در تحلیل عاملی تأییدی شاااخخه یا نیتویی برازش حاکی از تأیید فرضاایه اصاالی مبنی بر برازش مدل به دسااات آمده با دادهها و همخوانی آن با مدل نظری اسااات که جونز و رودوالت )2482( و حیادری و همتااران )الف: 88( مطرح کردهاناد. همچنین معناداری بارهای عاملی )λ( شاخخه یا t و مجذورات همبستگی چندگانه بیانگر وجود رابطه معنادار بین مسیر سؤاالت و عوامل اسات که منجر به تأیید فرضایههای فرعی میشاود. نتایج همسانی درونی نشان داد کاه عوامال باا کال مقیااس دارای همبساااتگی بااال و باا یتدیگر همبساااتگی پایینی دارند. درمجموع نتیجهگیری حاصال از تحلیل عاملی اکتشاافی و تأییدی و همسانی درونی عوامل با کل مقیاس شاواهد محتمی را مبنی بر برقراری روایی ساازه در مقیاس خودناتوانسااازی ارائه میکنند. 1. Classical test theory

18 / 111 فصلنامه اندازهگیری تربیتی دوره ششم شماره تابستان 1981 برای تعیین پاایاایی مقیااس از روش آلفاای کرونباخ و دونیمهکردن که یتی از حاالت همساانی درونی میباشاند استفاده شد و میزان پایایی کل مقیاس در هر کدام به ترتیب برابر با 4/428 و 4/767 به دسات آمد. نتایج تحلیل ساؤاالت مقیاس نشان داد که همه سؤاالت با یتادیگر همبساااتگی قابل قبولی دارند و یک ساااازه واحد را میسااانجند همچنین تمامی ساااؤاالت در افزایش واریاانس و میزان آلفای کل مقیاس تأهیر دارند. در ضااامن ضاااریب مقبولیات ساااؤاالت مقیااس در حاد قاابال قبولی بود. هماه این نتایج حاکی از پایایی باالی مقیاس خودناتوانسازی است. مدل سه عاملی مطرح شده در پژوهش منطبق با مبانی نظری مطرح شده از سوی جونز و رودوالات )2482( و حیادری و همتااران )الف: 88( میبااشاااد. در پژوهش جونز و رودوالات ساااؤال بر روی دو عاامال جاای گرفتند که عوامل»عذرتراشااای«و»تالش«ناامگذاری شااادند. در پژوهش حیدری و همتاران )الف( نیز ساااؤال باقیمانده بر روی عامل ساوم جای گرفتند که»خلق منفی«نامگذاری شاد. نظری مذکور به همان نتایج قبلی منتهی شد. این پژوهش نیز با تتیه بر سااختار سااارانجاام میتوان گفات کاه باا توجه به نتایج این پژوهش و پژوهشه یا همین زمینه انجام شادهاند مقیاس خودناتوانساازی دارای ویژگیه یا قبلی که در روانسانجی مطلوبی برای جامعه دانشاجویان میباشاد و مدل ساه عاملی مطرح شاده در پژوهش از روایی ساازه مناسابی برخوردار اسات که به پژوهشگران کمک میکند تا بتوانند با استفاده از این ابزار به اندازهگیری متغیر خودناتوانسازی بپردازند. باه دلیال اهمیتی کاه نوجواناان و جوانان برای حضاااور و توجه دیگران قائل هساااتند و همچنین از آنجا که رفتارهای خودناتوانساااز بیشااتر در محیطهای آموزشاای رخ میدهند )ترینا 2442 به نقل از فاتحی زاده رئیسای امامی و جزایری 87( دانشاجویان بهعنوان جامعه موردنظر پژوهش انتخاب شاادند اما بهعنوان پیشاانهاد باید گفت که پیگیری کفایت روانسانجی این مقیاس هنوز میتواند بهوسایله سایر پژوهشگران در جامعه دانشجویان و در جوامک دیگر ادامه پیدا کند تا بتوان به نتایج بیشتر و استوارتری در این رابطه دست یافت.

19 بررسی ویژگیهای روانسنجی مقیاس خودناتوانسازی / 111 منابع ابارشاای احمد حسااینی یعقوب )42(. مدلسااازی معادالت ساااختاری. تهران: جامعه شناسان. الف( حیادری محمود دهقاانی محسااان و خاداپنااهی محمادکریم )88(. بررسااای ویژگیهای روانسنجی صخ مقیاس خودناتوانسازی. تحقیقات علوم رفتاری دوره 7 شماره 2. ب( حیادری محمود دهقاانی محسااان و خداپناهی محمدکریم )88(. بررسااای تأهیر فرزندپروری ادراي شده بر جنس و خودناتوانسازی. فصلنامه خانواده پژوهی سال پنجم شماره 28. صخ 0-7. تولیتی زهرا ساادات )44(. تبیین رابطه خودناتوانسازی تحصیلی و عزتنفس با عملترد تحصایلی در دانشاجویان دانشگاهه یا طباطبائی. تهران. پایاننامه کارشناسی ارشد دانشگاه عالمه حساینیان سایمین نیتنام ماندانا و یزدی سیده منور )84(. رابطه باورهای کمال گرایانه و رفتارهای خودناتوانسااااز در دانشاااجویان. مجله علوم رفتاری دوره 0 شاااماره 2. صخ سااارمد زهره بازرگان هرندی عباس و حجازی الهه )44(. روشه یا سیف ع یل رفتاری. تهران: آگه. پنجم. تحقیق در علوم اکبر )87(. اندازهگیری سنجش و ارزشیابی آموزشی. تهران: دوران. ویرایش فاتحی زاده مریم رئیسااای فاطمه امامی طاهره و جزایری رضاااوان الساااادات )87(. رابطه بین خودناتوانساازی تحصایلی پسار شاهر.042 کالنتری خلیل تهران: فرهنگ صبا. و ویژگیهای شاخصایتی دانشآموزان دختر و اصافهان. فصالنامه روانشاناسی کاربردی سال 2 شماره 2 و 0. صخ 040- )87(. مدلساازی معادالت ساختاری در تحقیقات اجتماعی اقتصادی.

20 / 111 فصلنامه اندازهگیری تربیتی دوره ششم شماره تابستان 1981 گرامی پور مساعود )40(. مبانی نظری و کاربرد نظریههای اندازهگیری در علوم رفتاری. تهران: تمدن علمی. یوسفی ناصر شیربگی ناصر )42(. رابطه قبولی در آزمون کارشناسی ارشد با ناامیدی و خودناتوانسااازی. فصاالنامه انجمن آموزش عالی ایران سااال چهارم شااماره چهارم. صخ یوسافی ناصر شیربگی ناصر و صالحی صالح )42(. بررسی تحلیل عاملی و ساختاری نگرش باه پژوهش و رابطاۀ آن با خود ناتوان ساااازی و خوداهربخشااای در میان دانشاجویان کارشاناسی ارشد. فصلنامۀ اندازهگیری تربیتی شماره 4 سال سوم. صخ Chadha, N. K. (09). Applied psychometry. SAGE Publications India Chen, L. H. Wu, C. H. Kee, Y. H. Lin, M. S. & Shui, S. H. (09). Fear of failure, 2 2 achievement goal and self-handicapping: An examination of the hierarchical model of achievement motivation in physical education. Contemporary Educational Psychology, 34(4), Coudevylle, G. R. Gernigon, C. & Martin Ginis, K. A. (11). Self-esteem, self-confidence, anxiety and claimed self-handicapping: A mediational analysis. Psychology of Sport and Exercise, 12(6), Covington, M. V. (1984). The self-worth theory of achievement motivation: Findings and imprecations. Elementary school Journal. 85(1), 5-. Hirt, E. R. & McCrea, S. M. (09). Man Smart, Woman Smarter? Getting to the Root of Gender Differences in Self handicapping. Social and Personality Psychology Compass, 3(3), Hobden, K. & Pliner, P. (1995). Self-handicapping and dimensions of perfectionism: Self-presentation vs self-protection. Journal of Research in Personality, 29(4), Kathleen AM, Lawrence RB. Is the self-handicapping scale reliable in nonacademic achievement domains? Personality and Individual Differences 1999; 27(5): Kopczynski, L. & Smith, E. (15). The Impact of Self-Handicapping in Strategic Board Games Upon New Player s Experiences. Lupien, S. P. Seery, M. D. & Almonte, J. L. (10). Discrepant and congruent high self-esteem: Behavioral self-handicapping as a preemptive defensive strategy. Journal of Experimental Social Psychology, 46(6), Markus, K. A. & Borsboom, D. (13). Frontiers of test validity theory: Measurement, causation, and meaning. Routledge.

21 بررسی ویژگیهای روانسنجی مقیاس خودناتوانسازی / 111 Martin V. C. (00) Goal theory, motivation, and school achievement: An Integrative Review. Annual Review of Psychology, 51, Martin, A. J. Marsh, H. W. & Debus, R. L. (03). Self-handicapping and defensive pessimism: A model of self-protection from a longitudinal perspective. Contemporary Educational Psychology, 28(1), Pulford, B. D. Johnson, A. & Awaida, M. (05). A cross-cultural study of predictors of self-handicapping in university students. Personality and Individual Differences, 39(4), Rhodewalt F. Self-handicapping: Individual differences in the preference for anticipatory, self-protective acts. In: Ross, S. R. Canada, K. E. & Rausch, M. K. (02). Self-handicapping and the Five Factor Model of personality: mediation between Neuroticism and Conscientiousness. Personality and Individual Differences, 32(7), Shepperd JA, Arkin RM. Self-handicapping: The moderating roles of public self-consciousness and task importance. Pers Soc Psychol Bull. 1989;15: Smith, L. Sinclair, K. E. & Chapman, E. S. (02). Students' goals, selfefficacy, self-handicapping, and negative affective responses: An australian senior school student study. Contemporary Educational Psychology, 27(3), Uysal, A. & Lu, Q. (10). Self-handicapping and pain catastrophizing.personality and Individual Differences, 49(5), Want, J. & Kleitman, S. (06). Imposter phenomenon and self-handicapping: Links with parenting styles and self-confidence. Personality and Individual Differences, 40(5),