جملة العلوم الرتبوية والنف شية. (Graded Response. ق سم الرتبية والآداب.

337 ﺍﻟﻤﺼﺪﺭ : ﻣﺠﻠﺔ ﺍﻟﻌﻠﻮﻡ ﺍﻟﺘﺮﺑﻮﻳﺔ ﻭﺍﻟﻨﻔﺴﻴﺔ - ﺍﻟﺒﺤﺮﻳﻦ ﺍﻟﻤؤﻟﻒ ﺍﻟﺮﺋﻴﺴﻲ : ﻣﺤﻤﻮﺩ ﻓﺮﻳﺎﻝ ﻣﺤﻤﻮﺩ ﻣﺤﻤﺪ ﺍﻟﺤﺎﺝ ﺍﻟﻤﺠﻠﺪ / ﺍﻟﻌﺪﺩ : ﻣﺞ,17 ﻉ 3 ﻣﺤﻜﻤﺔ : ﻧﻌﻢ ﺍﻟﺘﺎﺭﻳﺦ ﺍﻟﻤﻴﻼﺩﻱ : 2016 ﺍﻟﺸﻬﺮ : ﺍﻟﺼﻔﺤﺎﺕ : ﺭﻗﻢ :MD ﺳﺒﺘﻤﺒﺮ مقيا س لالجتاه نحو لبحث وفق ت سميم 337-359 منوذج ل ستجابة ملتدرجة 806515 ﻧﻮﻉ ﺍﻟﻤﺤﺘﻮﻯ : ﺍﻟﻤؤﺗﻤﺮﺍﺕ ﺑﺤﻮﺙ (Graded Response ) Model ﻗﻮﺍﻋﺪ ﺍﻟﻤﻌﻠﻮﻣﺎﺕ : EduSearch ﻣﻮﺍﺿﻴﻊ : ﺍﻟﺘﻌﻠﻴﻢ ﺍﻟﺠﺎﻣﻌﻲ ﺍﻟﺒﺤﺚ ﺍﻟﻌﻠﻤﻲ ﻧﻤﻮﺫﺝ ﺍﻻﺳﺘﺠﺎﺑﺔ ﺍﻟﻤﺘﺪﺭﺟﺔ ﺭﺍﺑﻂ : د. فريال حممود حممد حلاج حممود http://search.mandumah.com/record/806515 ق سم الرتبية والآداب الكلية اجلامعية بالقنفذة - جامعة اأم القرى ferial_alhaj@hotmail.com 2016 ﺩﺍﺭ ﺍﻟﻤﻨﻈﻮﻣﺔ. ﺟﻤﻴﻊ ﺍﻟﺤﻘﻮﻕ ﻣﺤﻔﻮﻇﺔ. ﻫﺬﻩ ﺍﻟﻤﺎﺩﺓ ﻣﺘﺎﺣﺔ ﺑﻨﺎﺀ ﻋﻠﻰ ﺍﻹﺗﻔﺎﻕ ﺍﻟﻤﻮﻗﻊ ﻣﻊ ﺃﺻﺤﺎﺏ ﺣﻘﻮﻕ ﺍﻟﻨﺸﺮ ﻋﻠﻤﺎ ﺃﻥ ﺟﻤﻴﻊ ﺣﻘﻮﻕ ﺍﻟﻨﺸﺮ ﻣﺤﻔﻮﻇﺔ. ﻳﻤﻜﻨﻚ ﺗﺤﻤﻴﻞ ﺃﻭ ﻃﺒﺎﻋﺔ ﻫﺬﻩ ﺍﻟﻤﺎﺩﺓ ﻟﻼﺳﺘﺨﺪﺍﻡ ﺍﻟﺸﺨﺼﻲ ﻓﻘﻂ ﻭﻳﻤﻨﻊ ﺍﻟﻨﺴﺦ ﺃﻭ ﺍﻟﺘﺤﻮﻳﻞ ﺃﻭ ﺍﻟﻨﺸﺮ ﻋﺒﺮ ﺃﻱ ﻭﺳﻴﻠﺔ )ﻣﺜﻞ ﻣﻮﺍﻗﻊ ﺍﻻﻧﺘﺮﻧﺖ ﺃﻭ ﺍﻟﺒﺮﻳﺪ ﺍﻻﻟﻜﺘﺮﻭﻧﻲ( ﺩﻭﻥ ﺗﺼﺮﻳﺢ ﺧﻄﻲ ﻣﻦ ﺃﺻﺤﺎﺏ ﺣﻘﻮﻕ ﺍﻟﻨﺸﺮ ﺃﻭ ﺩﺍﺭ ﺍﻟﻤﻨﻈﻮﻣﺔ. ﺍﻟﻌﻨﻮﺍﻥ : ﺗﺼﻤﻴﻢ ﻣﻘﻴﺎﺱ ﻟﻼﺗﺠﺎﻩ ﻧﺤﻮ ﺍﻟﺒﺤﺚ ﻭﻓﻖ ﻧﻤﻮﺫﺝ ﺍﻻﺳﺘﺠﺎﺑﺔ ﺍﻟﻤﺘﺪﺭﺟﺔ ) (Model Response Graded

337 ت سميم مقيا س لالجتاه نحو لبحث وفق منوذج ل ستجابة ملتدرجة ) (Graded Response Model د. فريال حممود حممد حلاج حممود ق سم الرتبية والآداب الكلية اجلامعية بالقنفذة - جامعة اأم القرى ferial_alhaj@hotmail.com

د. فريال حلاج حممود ت سميم مقيا س لالجتاه نحو لبحث وفق منوذج ل ستجابة ملتدرجة 338 ت سميم مقيا س لالجتاه نحو لبحث وفق منوذج ل ستجابة ملتدرجة ) (Graded Response Model د. فريال حممود حممد حلاج حممود ق سم الرتبية والآداب الكلية اجلامعية بالقنفذة - جامعة اأم القرى مللخ س هدفت هذه الدرا سة اإىل ت سميم مقيا ص لالجتاه نحو البحث وفق منوذج ال ستجابة املتدرجة ( )Graded Response Model )GRM ولتحقيق هذا الهدف اأعد مقيا ص مكون من ( )31 فقرة. وا ستخدم كل من برناجمي الرزمة الإح سائية يف العلوم الجتماعية ( )SPSS واملالتلوج 7 ( )MULTILOG7 يف حتليل بيانات هذا املقيا ص الذي طبق على عينة من ( )432 من طلبة الدبلوم العايل يف الرتبية يف جامعة اأم القرى وذلك خالل الف سل الدرا سي الأول من العام الدرا سي ( 1435-1434 هـ) املوافق (.)2014-2013 و ق در كل من : معامل الفقرات واخلطاأ املعياري يف تقدير هذه املعامل واإح سائي مطابقة كل فقرة لنموذج ال ستجابة املتدرجة. ويف سوء املطابقة لنموذج ال ستجابة املتدرجة فقد تكون املقيا ص يف سورته النهائية من ( )17 فقرة موزعة على اأربعة اأبعاد هي ( : الهتمام بالبحث و سعوبات والبحث واأهمية البحث وامل ساعر نحو البحث). الكلمات املفتاحية : الجتاه نحو البحث منوذج ال ستجابة املتدرجة املطابقة. * تاريخ ت سلم البحث 2014/6/17 : م * تاريخ قبوله للن سر 2015/1/13 : م

2016 صـبـتـمـبـر 3 العدد 17 املجلد 339 The development of an attitude towards research scale according to Graded Response Model Dr. Ferial M. Alhaj-Mohmoud Department of Education and Arts Umm Al-Qura University Abstract The purpose of this study was to devise an Attitude Towards Research scale. The scale was constructed according to Graded Response Model )GRM(. To achieve this goal, a scale of )31( items was constructed. Both )SPSS( and )MULTILOG7( programmss were used in the analysis of the scale data.the scale was applied during the first semester of the academic year 2013-2014 to a sample of )432( of educational high diploma students from Umm Al Qura university. Item Parameters, standard error of parameters estimation, and the statistics of items matching graded response model were calculated. The scale final version consisted of (17) items distributed on four dimensions (research attention, research difficulties, research importance and feelings towards research(. Keywords: Attitude Towards Research, Graded Response Model, Fitting.

ت سميم مقيا س لالجتاه نحو لبحث وفق منوذج ل ستجابة ملتدرجة 340 د. فريال حلاج حممود ت سميم مقيا س لالجتاه نحو لبحث وفق منوذج ل ستجابة ملتدرجة ) (Graded Response Model د. فريال حممود حممد حلاج حممود ق سم الرتبية والآداب الكلية اجلامعية بالقنفذة - جامعة اأم القرى ملقدمة يف ظل تطور التعليم اجلامعي اأ سبح تنفيذ الطالب لعدد من الأبحاث جز ءا اأ سا س يا من متطلبات النجاح يف املقررات الدرا سية وهذا ل ينطبق فقط على الكليات العلمية بل على الكليات الرتبوية ا أي سا التي و سعت يف خططها مقررات درا سية خا سة بتدري ص منهجية البحث العلمي. ولنكون من سفني فاإن التدريب على البحث واإن كان ب سكل مب سط - يبداأ منذ مرحلتي الدرا سة الإعدادية و الثانوية واأحيانا قبل ذلك - يف بع ص الأنظمة التعليمية لذلك يتوقع من الطالب ومع تنفيذه ملزيد من الأبحاث خالل مراحل درا سته املختلفة اأن تزداد خربته يف هذا املجال لذلك يتوقع منه مع و سوله ملرحلة الدرا سات العليا اأن ميتلك اخلربة الكافية يف جمال البحث ولكن هل يحدث ذلك فعال... اإن متابعة الطالب امللتحقني بربنامج الدبلوم العايل يف الرتبية تظهر سكواهم من سعوبة تنفيذ البحوث الرتبوية وهم يعللون ذلك باأنهم خالل درا ستهم اجلامعية الأوىل مل يكت سبوا اخلربة البحثية الكافية. وهذا قد يكون فعال اأحد الأ سباب ولكن اإ سافة اإىل ذلك فقد يكون وراء هذه ال سكوى سبب اآخر األ وهو اجتاهات هوؤلء الطالب نحو البحث فالجتاه نحو البحث اأهم من اخلربة ال سابقة فالجتاهات هي ماحتكم حياتنا وتوجهنا نحو التعامل مع املواقف والنا ص ( Papanastasiou,.)2005 ومن ثم ميكن القول اإن فهم اجتاه الطالب نحو البحث ي ساعد مدر سيهم يف بناء اجتاه ايجابي لديهم نحوه ويف سر بابانا ستا سيو ( )Papanastasiou, 2005 تاأثري الجتاه نحو البحث على قدرة الطالب البحثية باأن : الجتاه ال سلبي نحو البحث سيجعل الطالب يرف ص درا سة مقررات درا سية اختيارية مرتبطة بالبحث مثل مقررات الإح ساء مما يوؤثر سلبا يف قدرته على البحث. للوقوف على اجتاه اأفراد الدرا سة نحو سمة ما يطبق مقيا ص الجتاه نحو تلك ال سمة عليهم ويح سب الو سط احل سابي ل ستجاباتهم على كل فقرة من فقرات املقيا ص بالإ سافة اإىل الدرجة الكلية لكل فرد على املقيا ص التي متثل اجتاهه نحو ال سمة املقي سة. وهذه هي

الآلية املتبعة يف النظرية الكال سيكية يف القيا ص التي ا ستخدمت ولزالت ت ستخدم من قبل بع ص الدار سني منذ مدة زمنية طويلة ولكن مع الجتاه نحو نظرية ا ستجابة الفقرة - التي جاءت ردة فعل على النتقادات املوجهة اإىل النظرية الكال سيكية يف القيا ص - فقد اأ سبحت ا ستجابة الفرد على اأي فقرة يف مقيا ص الجتاه دالة لكل من : م ستوى ال سمة الكامنة لديه وخ سائ ص تلك الفقرة. ومن ثم فقد يختلف سخ سان يف اجتاههما نحو ال سمة املقي سة مع ح سولهما على الدرجة الكلية نف سها على مقيا ص الجتاه (.)Embreson& Reise, 2000 ومع اأن نظرية ا ستجابة الفقرة طبقت ومنذ بدايات ظهورها على يد لورد ( )Lord يف عام ( )1952 على الختبارات التح سيلية فاإنها امتدت فيما بعد لت سمل مقايي ص الجتاهات. فا ستخدمت مناذج ا ستجابة الفقرة ثنائية التدريج مع مقايي ص الجتاه ثنائية ال ستجابة (موافق - غري موافق) وا ستخدمت مناذج نظرية ا ستجابة الفقرة متعددة التدريج مع مقايي ص الجتاه متعددة ال ستجابة (مثال : موافق مايد غري موافق) والنوع الأخري من مقايي ص الجتاه هو الأكرث انت سا را فقد اأثبتت الدرا سات اأن مقايي ص الجتاهات التي ت ستخدم اأكرث من فئتي ا ستجابة - عادة ماترتاوح بني ( )5-3 فئات - متيز ب سكل اأف سل بني الأفراد من املقايي ص التي ت ستخدم فئتي ا ستجابة فقط (. )Park, 1983 ت سنف مناذج القيا ص يف نظرية ا ستجابة للفقرة اإىل جمموعتني : املجموعة الأوىل ت سم النماذج ثنائية التدريج ( )Dichotomous IRT Models واأ سهرها (& Hambleton : )Swaminathan, 1985 النموذج اللوج ستي اأحادي املعلم ( : )One Parameter Logistic Model ويرتبط با سم خا سا بها عامل الريا سيات الدمنركي جورج را ص وهو يفرت ص اأن لكل فقرة معلم سعوبة بينما جلميع الفقرات القدرة التمييزية نف سها بني املفحو سني كما يفرت ص عدم جلوء املفحو سني للتخمني عند الإجابة عن الفقرات. النموذج اللوج ستي ثنائي املعلم ( : )Two Parameters Logistic Model واقرتحه برينبوم ( )Birnbaum وهو يتوافق مع النموذج اأحادي املعلم يف افرتا ص اأن التخمني يف خا سا بها ولكنه يفرت ص اأن لكل فقرة ا أي سا حدوده الدنيا واأن لكل فقرة معلم سعوبة قدرة متييزية خا سة بها. النموذج اللوج ستي ثالثي املعلم ( )Three Parameters Logistic Model وهو يفرت ص اأن لكل فقرة معلم سعوبة ومعلم متييز خا سني بها كما يفرت ص جلوء املفحو ص للتخمني واأن م ستويات التخمني لدى املفحو سني تختلف من فقرة لأخرى. 341

ت سميم مقيا س لالجتاه نحو لبحث وفق منوذج ل ستجابة ملتدرجة 342 د. فريال حلاج حممود اأما املجموعة الثانية من مناذج القيا ص يف نظرية ا ستجابة الفقرة فهي النماذج متعددة التدريج ( )Polytomous IRT Models واأ سهرها : منوذج ال ستجابة املتدرجة ( ))Graded Response Model )GRM وهو امتداد للنموذج ثنائي املعلم ويفرت ص اأن ال ستجابات مرتبة وف قا مل ستوى موافقة امل ستجيب على ن ص الفقرة وينا سب هذا النموذج املقايي ص التي ت سمم وفق مقيا ص ليكرت ( Samejima,.)1997 منوذج التقدير اجلزئي ( :))Partial Credit Model )PCM وهو امتداد للنموذج اللوج ستي اأحادي املعلم ولي سرتط ترتيب ال ستجابات تب عا لدرجة املوافقة كما هو احلال يف منوذج ال ستجابة املتدرجة (.)Masters.1982 منوذج ال ستجابة ال سمية ( ))Nominal Response Model )NRM وطوره ( )Bock لينا سب فئات ال ستجابة من م ستوى القيا ص ال سمي (.)Embreston & Reise, 2000 يف هذه الدرا سة سي ستخدم منوذج ال ستجابة املتدرجة فهو النموذج املنا سب للتعامل مع مقيا ص الدرا سة. منوذج ل ستجابة ملتدرجة ) :(GRM طور ساجميما ( )Samejima هذا النموذج يف عام ( )1969 وهو يفرت ص اأن فئات ال ستجابة تتوزع عرب مت سل ال سمة واأن هناك ( )n من فئات ال ستجابة التي ميكن ترتيبها تب عا لقوة قيا سها لالجتاه. ويف هذا النموذج تو سف الفقرة ( )i با ستخدام كل من معلم التمييز (( αi و( )k-1 من معامل العتبة (( bij حيث ( k-1... 2 1) = J : و :Ki عدد فئات ال ستجابة للفقرة (.)i ويتوافق ترتيب فئات ال ستجابة يف هذا النموذج مع بناء الفقرات يف مقيا ص ليكرت حيث فئات ال ستجابة مرتبة من الأدنى اإىل الأعلى تب عا لقيا سها لقوة الجتاه نحو ال سمة (مثال : تعطى نقطة واحدة لال ستجابة غري موافق ب سدة ونقطتان لال ستجابة غري موافق و 3 نقاط لال ستجابة موافق و 4 نقاط لال ستجابة موافق ب سدة) ومن ثم فالفرد الذي يختار الفئة الأعلى ميتلك اجتاه ا ايجاب يا اأكرب نحو ال سمة املقي سة اأي (< bi1 < bi2 < bi3.)bi4( )Samejima, 1997 لقد تطرقت العديد من الدرا سات لبناء مقيا ص لالجتاه نحو البحث نذكر منها درا سة ح سن ( )1997 التي حملت عنوان "بيئة التدريب على البحث و الجتاهات نحو البحث لدى مقيا سا من ( )30 فقرة وطبقه على ( )147 طالبا طالب الدرا سات العليا" اإذ اأعد الباحث وطالبة من طلبة الدبلوم العايل يف كليتي الرتبية بجامعتي بنها و الزقازيق وكانت قيمة

م سكلة لدر سة مع وجود العديد من الدرا سات التي تتناول ت سميم مقايي ص الجتاهات يالحظ ندرة الدرا سات خا سة العربية - التي تطرقت اإىل ت سميم هذه املقايي ص وفق نظرية ا ستجابة الفقرة لذلك جاءت هذه الدرا سة التي ا ستخدمت منوذج ال ستجابة للفقرة وبالذات منوذج معامل ثبات كرونباخ األفا للمقيا ص ( )0.89 وهي قيمة دالة عند م ستوى دللة (.)0.05 = α اأظهرت النتائج بعد حتليل البيانات با ستخدام حتليل التباين واملقارنات البعدية فرو قا دالة اإح سائية يف الجتاه نحو البحث تعزى للحالة الجتماعية ول سالح جمموعة غري املتزوجني واإىل وجود اأثر اإيجابي لبيئة التدريب على البحث على الجتاه نحو البحث. ويف درا سة بابانا ستا سيو ( )Papanastasiou, 2005 بعنوان "الرتكيب العاملي ملقيا ص الجتاهات نحو البحث" سمم الباحث مقيا ص الجتاه نحو البحث ( Attitude Toward ))Research )ATR الذي تكون يف سورته الأولية من ( )56 فقرة م سممة وفق منوذج ليكرت سباعي التدريج وطبق الباحث مقيا سه على ( )226 طال با وطالبة من طلبة جامعة قرب ص ممن اأكملوا درا سة مقرر مناهج البحث الرتبوي وبناء على فح ص الت ساق الداخلي للفقرات ونتائج التحليل العاملي التي اأظهرت توزع فقرات املقيا ص على خم سة عوامل (فائدة البحث والقلق والعوامل التي توؤدي مل ساعر اإيجابية نحو البحث وارتباط البحث باحلياة اليومية للطالب و سعوبات البحث) تو سل الباحث اإىل ال سورة النهائية للمقيا ص الذي تكون من ( )32 فقرة وكانت قيمة معامل ثبات كرونباخ الفا له ( )0.947 وهي قيمة دالة اإح سائ يا. واأو سى الباحث يف نهاية بحثه بفح ص التغري يف الجتاه نحو البحث لدى الطالب عرب فرتات زمنية متتابعة يف الف سل الدرا سي والبحث عن العوامل املوؤثرة يف تغيري هذا الجتاه. و سمم من سي وزمالوؤه ( )2008 يف درا ستهم بعنوان "الجتاهات نحو البحث العلمي مقيا سا لالجتاه وعالقتها بالر سا املهني لأع ساء هيئة التدري ص بجامعة ال سلطان قابو ص" نحو البحث اإذ تكون املقيا ص من ( )23 فقرة وطبق على ( )38 ع س وا من اأع ساء هيئة التدري ص واأظهرت النتائج اأن قيمة معامل ثبات كرونباخ الفا للمقيا ص مرتفعة كما اأظهرت عدم وجود عالقة بني مدة اخلربة يف العمل اجلامعي واكت ساب اجتاهات اإيجابية نحو البحث. اإن متابعة الدرا سات ال سابقة تظهر اعتماد هذه الدرا سات على النظرية الكال سيكية يف القيا ص يف ت سميم مقيا ص الجتاه نحو البحث فلم تعرث الباحثة على اأي درا سة وظفت نظرية ا ستجابة الفقرة يف ت سميم هذا النوع من املقايي ص مع اأهمية مو سوع الجتاه نحو البحث و سرورة التحول نحو نظرية ال ستجابة للفقرة. 343

ت سميم مقيا س لالجتاه نحو لبحث وفق منوذج ل ستجابة ملتدرجة 344 د. فريال حلاج حممود ساجميما يف بناء مقيا ص لالجتاه نحو البحث خا سة اأن ملو سوع كتابة البحث و الجتاه نحو البحث اأهمية كبرية سمن الأنظمة التعليمية احلديثة. أهد ف لدر سة تهدف هذه الدرا سة اإىل ا ستخدام مناذج نظرية ا ستجابة الفقرة خا سة منوذج ساجميما ( )Samejima املعروف بنموذج ال ستجابة املتدرجة ( Graded Response Model )GRM يف بناء مقيا ص لالجتاه. وب سكل عام ميكن القول اإن هذه الدرا سة تهدف اإىل : ا ستخدام نظرية ا ستجابة الفقرة ومنوذج ال ستجابة املتدرجة يف بناء مقيا ص لالجتاه نحو البحث. فح س بعدية مقيا س لجتاه نحو لبحث. فح ص عدم تغاير الفقرات ( )items invariance بنا ء على منوذج ال ستجابة املتدرجة وذلك من خالل مقارنة معامل الفقرات عرب عينات ع سوائية وبا ستخدام جمموعة من طرق الك سف عن التحيز (.)DIF أ سئلة لدر سة حتاول هذه الدرا سة الإجابة عن ال سوؤالني : هل مقيا ص الجتاه نحو البحث اأحادي اأم متعدد الأبعاد وماهي الأبعاد املكونة لهذا املقيا ص مامدى مطابقة ال ستجابات عن فقرات مقيا ص الجتاه نحو البحث لنموذج ال ستجابة املتدرجة أهمية لدر سة اإن الهدف من وراء ا ستخدام املقايي ص النف سية هو تقدمي تقييم دقيق وذي معنى لل سمة التي تقا ص ويعد قيا ص الجتاهات يف جمال التعليم مه ما جد ا فنتائجه ل تفيد املدر سني فقط ولكنها تهم سانع القرار ا أي سا. وهذه النتائج تعتمد بدرجة كبرية على اخل سائ ص ال سيكومرتية لالأداة امل ستخدمة يف قيا ص هذه الجتاهات ومن هنا تظهر اأهمية هذه الدرا سة فهي - ح سب علم الباحثة - اأول درا سة عربية تهتم ببناء وتطوير مقيا ص لالجتاه وفق منوذج منوذجا ميكن للباحثني اتباعه يف ت سميم مقايي ص مماثلة. ال ستجابة املتدرجة مما يجعلها

إجر ء ت لدر سة جمتمع لدر سة وعينتها : تكون جمتمع الدرا سة من طلبة الدبلوم العايل يف الرتبية يف جامعة اأم القرى وب سبب خدم املجتمع املتي سر الذي تكون من طالب سعوبة الو سول اإىل جمتمع الدرا سة فقد ا ست وطالبات الدبلوم العايل يف الرتبية يف الكلية اجلامعية بالقنفذة - جامعة اأم القرى وعددهم ( )342 طال با و( )232 طالبة. اختريت عينة الدرا سة بطريقة العينة الع سوائية الطبقية اإذ اختري ( )%80 من اأفراد املجتمع. ويظهر اجلدول ( )1 توزيع اأفراد جمتمع وعينة الدرا سة. جلدول ( )1 توزيع أفر د جمتمع لدر سة وعينتها ح سب لنوع لجتماعي و لتخ س س التخ ش س يف الدبلوم العام ال Î بية الإر ساد والتوجيه املجموع جمتمع الدرا شة املجموع اإناث ذكور 319 124 195 255 108 147 574 232 342 ذكور 156 118 274 عينة الدرا شة املجموع اإناث 255 99 205 87 460 186 طبق املقيا ص خالل الف سل الدرا سي الأول من العام الدرا سي ( 1435-1434 هـ) املوافق ( 2014-2013 م) وذلك بال ستعانة باأحد الزمالء املدر سني يف برنامج الدبلوم يف كلية البنني اإذ وزعت ( )460 ا ستبانة وكان عدد ال ستبانات امل سرتجعة وال ساحلة للتحليل ( )432 ا ستبانة وهي ال ستبانات التي ستخ سع للتحليل. والتي توزعت كما يلي )248( : من الذكور و( )184 من الإناث. ويعد حجم العينة هذا منا سبا فكما اأ سار كل من ريف وفايرز ( )Reeve & Fayers, 2005 فاإنه ميكن ا ستخدام منوذج ال ستجابة املتدرجة ( )GRM اإن كان حجم العينة ( )250 وذلك للح سول على تقدير دقيق للمعامل. أد ة لدر سة بداأت الباحثة بت سميم مقيا ص الجتاه نحو البحث يف الف سل الدرا سي الثاين من العام اجلامعي ( 1434-1433 هـ) املوافق ( 2013-2012 م). اإذ وزعت الباحثة على جمموعة من اإ سافة اإىل ذلك فهذه الدرا سة تتعامل مع بيانات حقيقية مما يو سح اإمكانية توظيف منوذج ال ستجابة املتدرجة يف حتليل بيانات حقيقية. واأخ ريا فمو سوع الدرا سة هو "البحث" وهو اأحد مرتكزات التعليم وفق اخلطط اجلديدة لتطوير التعليم يف العامل العربي. 345

ت سميم مقيا س لالجتاه نحو لبحث وفق منوذج ل ستجابة ملتدرجة 346 د. فريال حلاج حممود طلبة الدبلوم العايل يف الرتبية ا ستبانة ذات اإجابة مفتوحة وطلبت منهم كتابة انطباعاتهم وردود اأفعالهم عند تكليفهم بكتابة بحث مع تقدمي تربيراتهم لردود الأفعال هذه. ويف سوء اإجابات الطالب ومراجعة الأدب ال سابق اخلا ص بت سميم مقيا ص الجتاه نحو البحث اأعدت مقيا سا مكو نا من ( )45 فقرة. وبعد عر سه على جمموعة من املحكمني يف اجلامعات الباحثة ال سعودية ممن تخ س سهم قيا ص وتقومي ويف سوء اآراء هوؤلء املحكمني حذفت بع ص الفقرات وعدلت فقرات اأخرى وهكذا تكون املقيا ص يف سورته الأولية من ( )31 فقرة. سدق وثبات أد ة لدر سة طبق املقيا ص ب سورته الأولية يف الف سل الدرا سي الثاين من العام اجلامعي ( -1433 1434 هـ) على عينة من ( )100 طالب وطالبة من طلبة الدبلوم العايل يف الرتبية ومن خارج عينة الدرا سة. وحتقق من سدق املقيا ص من خالل كل من : سدق املحكمني كما سرح ساب قا وفح ص الت ساق الداخلي (معامل الرتباط بني الدرجة على الفقرة والدرجة الكلية على املقيا ص) اإذ كانت قيم معامالت الرتباط جميعها دالة عند م ستوى دللة ( )0.05=α وبا ستخدام ال سدق العاملي كما هو مو سح يف الإجابة عن ال سوؤال الأول للدرا سة. وفيما يتعلق بثبات املقيا ص فقد كانت قيمة معامل ثبات كرونباخ الفا ( )0.85 وهي قيمة دالة اإح سائ يا عند م ستوى دللة (.)0.05 =α كما ح سب معامل ثبات كرونباخ الفا للمقايي ص الفرعية (الأبعاد) املكونة للمقيا ص اإذ كانت قيمة معامل ثبات البعد الأول ( )0.81 والبعد الثاين ( )0.83 والبعد الثالث ( )0.76 والبعد الرابع ( )0.95 هذه القيم جميعها دالة اإح سائ يا عند م ستوى دللة (.)0.05 =α اإ سافة اإىل ذلك وخالل اإجراءات الدرا سة ح سب الثبات وفق نظرية ا ستجابة الفقرة وبا ستخدام برنامج ( )MULTILOG7 كانت قيمة معامل الثبات للمقيا ص ب سفة كلية ( )0.85 وللبعد الأول ( )0.88 والبعد الثاين ( )0.82 والبعد الثالث ( )0.82 والبعد الرابع (.)0.89 ت سحيح ملقيا س ف رغت ال ستبانات بعد جمعها وذلك باإعطاء ال ستجابات (غري موافق ب سدة غري موافق مايد موافق موافق ب سدة) القيم ( )5 4 3 2 1 على الرتتيب كما اأعيد ترميز الفقرات سلبية الجتاه.

( )Likelihood Ratio ( )SAS يف ح ساب : اإح سائي مانتل هنزل لفح ص املطابقة. نتائج لدر سة أول : لنتائج و ملناق سة ملتعلقة بال سوؤ ل لأول الذي ين ص على : هل مقيا ص الجتاه نحو البحث اأحادي اأم متعدد الأبعاد وماهي الأبعاد املكونة لهذا املقيا ص لفح ص بعدية مقيا ص الجتاه نحو البحث طبق املقيا ص ب سورته الأولية املكونة من ( )31 فقرة على عينة الدرا سة وعددهم ( )432 طال با وطالبة. وبعد تفريغ البيانات با ستخدام برنامج ( )SPSS ا ستخدم التحليل العاملي يف فح ص ( Hambleton & Swaminathan, )1985 وذلك بعد التاأكد من حتقق ال سروط الآتية للتحليل العاملي وهي : أول : اأن يختلف مدد م سفوفة معامالت ارتباط فقرات الختبار ( Correlation )Coefficient Sample Determinant عن ال سفر وقد اأظهر برنامج ( )SPSS اأن قيمة مدد امل سفوفة= 6-10 358 وهي قيمة تختلف عن ال سفر مما يوؤكد حتقق هذا ال سرط. ثان يا : فح ص مالءمة املعاينة ( :)Sampling Adequacy اإ ي ستخدم معامل كايزر - ماير - اولكن ( ))Kaiser-Meyer-Olkin )KMO يف فح ص مالءمة املعاينة ووفق كايزر ( Kaiser, )1974 فاإن قيمة هذا املعامل يجب اأن تكون ( )0.5 على الأقل ويحكم على مالءمة املعاينة وفق الدللت الآتية فاملالءمة مقبولة اإن وقعت قيمة ( )KMO بني ( )0.7 0.5 وجيدة اإن كانت يف املدى ( )0.8-0.7 اأما القيمة مابني ( )0.9-0.8 فهي قيمة كبرية والقيمة فوق ( )0.9 كبرية جدا. واأظهر برنامج ( )SPSS اأن قيمة معامل ( )KMO يف هذه الدرا سة ( )0.82 وهي قيمة كبرية وفق ماحدده كايزر مما يوؤكد حتقق هذا ال سرط. ثالثا : فح ص جتان ص العينة بالن سبة اإىل حجم العينة ويكون عرب فح ص م ستوى دللة مربع كاي ( )χ2 لختبار بارتليت ( )Bartlett's Test of Sphericity واأظهر برنامج ( )SPSS اأن قيمة مربع كاي لختبار بارتليت ( )4903 وذلك عند درجة حرية ( )465 وم ستوى دللة ( )0.000 =α مما يوؤكد حتقق هذا ال سرط. ملعاجلة لإح سائية خالل املعاجلة الإح سائية ا ستخدمت الربامج الإح سائية التالية : ( )SPSS يف ح ساب : معامل ثبات كرونباخ الفا التحليل العاملي معامالت الرتباط. )MULTILOG7( - يف ح ساب : معامل الفقرات الثبات اإح سائي الأرجحية للمطابقة 347

د. فريال حلاج حممود ت سميم مقيا س لالجتاه نحو لبحث وفق منوذج ل ستجابة ملتدرجة 348 بعد التاأكد من حتقق سروط التحليل العاملي الثالثة ال سابقة ا ستخدم التحليل العاملي بطريقة املكونات الأ سا سية ( )Principal Component Method وبتدوير العوامل على ماور مائلة بطريقة ( )Promax ويظهر اجلدول ( )2 قيم اجلذر الكامن ( )EignValue ون سبة التباين املف سر ( )Explained Variance والتباين املف سر الرتاكمي ( Cumulative )Explained Variance لكل عامل من العوامل. جدول ( )2 قيم جلذر لكامن ون سبة لتباين ملف سر للعو مل مل ستخل سة من لتحليل لعاملي ن شبة التباين الرتاكمي املف شر 17.435 17 0.440 1.418 92.244 2 4.745 15.305 32.740 18 0.335 1.082 93.326 3 3.848 12.411 45.151 19 0.290 0.937 94.263 4 2.288 7.381 52.533 20 0.257 0.828 95.091 5 1.505 4.855 57.388 21 0.243 0.783 95.873 6 1.323 4.267 61.654 22 0.214 0.691 96.565 7 1.241 4.004 65.658 23 0.187 0.602 97.167 8 1.108 3.574 69.232 24 0.176 0.569 97.735 9 0.952 3.201 72.433 25 0.165 0.531 98.266 10 0.934 3.014 75.447 26 0.144 0.465 98.731 11 0.921 2.972 78.419 27 0.129 0.417 99.148 12 0.879 2.835 81.253 28 0.108 0.350 99.498 13 0.826 2.664 83.917 29 0.090 0.292 99.790 14 0.756 2.438 86.355 30 0.057 0.184 99.974 15 0.735 2.371 88.726 31 0.008 0.026 100.000 16 0.651 2.100 90.826 ن شبة التباين املف شر رقم اجلذر العامل الكامن 1 5.405 17.435 رقم العامل اجلذر الكامن ن شبة التباين ن شبة التباين الرتاكمي املف شر املف شر يت سح من جدول ( )2 اأن هناك ( )8 عوامل كانت قيمة اجلذر الكامن لكل منها اأكرب من ( )1 وهذه العوامل هي العوامل التي يحتفظ بها ( )Kaiser, 1974 وهي تف سر م عا ما ن سبته

ل سكل ( )4 متثيل بياين لقيم جلذور لكامنة للعو مل ملختلفة لناجتة من لتحليل لعاملي ( )%69.23 من تباين الدرجات على الختبار. كما يظهر اجلدول ( )2 عدم حتقق اأحادية البعد يف مقيا ص الجتاه نحو البحث فمن جهة ووفق ما اأ سار اإليه ريكا ص ( )Reckase, 1979 فاإن سرط اأحادية البعد يتحقق اإن مل تقل ن سبة التباين املف سر للعامل الأول عن %20 وبالتدقيق يف جدول ( )2 جند اأن ن سبة التباين املف سر للعامل الأول ( )%17 وهي اأقل من الن سبة التي حددها ريكا ص ومن جهة اأخرى وتب عا ملا اأورده لورد ( )Lord, 1980 فاإن اأحادية البعد تتحقق اإن كانت ن سبة اجلذر الكامن للعامل الأول اإىل اجلذر الكامن للعامل الثاين تزيد عن ( )2 وهذا ال سرط غري متحقق ا أي سا فالن سبة كما يت سح من جدول ( )1.14( = )2 وهي تقل عن (.)2 واأخ ريا فاإن ال سكل ( )4 يظهر التمثيل البياين لقيم اجلذور الكامنة املكونة لالختبار (( Screeplot وهو يوؤكد عدم وجود عامل م سيطر. فيما يتعلق بت سبع الفقرات على العوامل فتب عا ملا اأورده ستيفنز ( )Stevens, 2002 ع دت الفقرة مت سبعة على العامل اإن كانت قيمة معامل ت سبعها ( )0.4 اأو اأكرث اأما الفقرة ذات الت سبعات املنخف سة على جميع العوامل فاعتربت فقرة غري ثابتة ويجب حذفها. ويظهر اجلدول ( )3 ت سبع فقرات املقيا ص على العوامل الثمانية. 349

د. فريال حلاج حممود ت سميم مقيا س لالجتاه نحو لبحث وفق منوذج ل ستجابة ملتدرجة جدول ( )3 ت سبع فقر ت ملقيا س على لعو مل لثمانية 350 الفقرة 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 30 31 1 0.025 0.010 0.054 0.054 0.011 0.023 0.027 0.138 0.003 0.001 0.010 0.056 0.029 0.030 0.031 0.006 0.008 0.021 0.002 0.901 0.887 0.900 0.893 0.921 0.893 0.163 0.002 0.095 0.004 0.008 0.056 2 0.932 0.933 0.896 0.807 0.113 0.190 0.191 0.008 0.010 0.060 0.004 0.006 0.055 0.002 0.065 0.032 0.802 0.058 0.171 0.014 0.012 0.022 0.003 0.017 0.030 0.066 0.032 0.088 0.032 0.003 0.836 م شفوفة العوامل بعد التدوير املائل رقم العامل 5 4 3 0.053-0.071-0.015 0.039-0.074-0.022 0.053-0.030-0.010 0.034 0.020-0.021 0.470 0.046 0.072 0.135-0.093-0.000 0.237 0.089-0.036 0.050 0.002-0.083 0.083 0.878 0.103 0.078 0.871 0.006 0.092-0.833 0.063 0.005-0.031-0.904 0.021 0.011 0.907 0.034-0.020 0.901 0.021 0.005-0.920 0.030-0.028-0.928 0.026 0.097 0.038 0.661 0.203 0.096 0.608 0.169-0.095 0.046-0.028 0.063 0.016 0.010 0.023 0.007-0.005 0.040 0.000 0.002 0.055 0.003 0.031 0.004 0.061 0.070-0.014 0.039 0.063 0.117 0.156-0.006-0.091 0.113 0.119 0.001 0.150 0.131-0.006 0.460-0.092 0.100 0.033 0.078 0.023-6 0.211 0.212 0.237 0.285 0.015 0.088 0.079 0.090 0.129 0.025 0.101 0.018 0.032 0.031 0.043 0.034 0.274 0.052 0.038 0.003 0.003 0.042 0.004 0.021 0.045 0.242 0.221 0.584 0.678 0.419 0.204 7 0.012 0.009 0.019 0.005 0.032 0.035 0.063 0.733 0.036 0.044 0.074 0.049 0.037 0.026 0.015 0.001 0.021 0.145 0.189 0.070 0.125 0.055 0.041 0.019 0.057 0.482 0.649 0.134 0.093 0.089 0.000 8 0.094 0.101 0.173 0.067 0.013 0.598 0.585 0.110 0.008 0.082 0.108 0.009 0.005 0.004 0.020 0.004 0.145 0.096 0.013 0.019 0.064 0.119 0.038 0.024 0.019 0.472 0.308 0.349 0.046 0.116 0.160

جلدول ( )4 عو مل لدرجة لأوىل و لفقر ت ملت سبعة عليها العامل الفقرات املت شبعة على العامل العامل الفقرات املت شبعة على العامل 1 25 24 23 22 21 20 5 30 19 18 5 2 31 17 4 3 2 1 6 30 29 28 3 16 15 14 13 12 7 27 26 8 4 11 10 9 8 26 7 6 يظهر اجلدول ( )5 عوامل الدرجة الأوىل املت سبعة على عوامل الدرجة الثانية وفقرات املقيا ص التي متثلها هذه العوامل. ومرة اأخرى يو سح جدول ( )5 عدم حتقق افرتا ص اأحادية البعد فقد كانت ن سبة اجلذر الكامن للعامل الأول اإىل اجلذر الكامن للعامل الثاين ( )1.33 وهي قيمة اأكرب من ( )Reckase, 1979( )2 كذلك يظهر ال سكل ( )5 متثيال بيان يا لقيم اجلذور الكامنة للعوامل املختلفة الناجتة عن التحليل العاملي من الدرجة الثانية. فيما يتعلق بالفقرة ( )30 فقد حذفت ب سبب ت سبعها على اأكرث من عامل (جدول )5 ولذلك اأ سبح املقيا ص مكو نا من ( )30 فقرة موزعة على ( )4 اأبعاد. اأي اأن املقيا ص متعدد البعاد لذلك كان التعامل مع كل بعد على اأنه مقيا ص م ستقل يطبق عليه التحليل العاملي (.)Turk, Dworkin, Burke, Gershon & Scott, 2006 بينما يو سح اجلدول ( )3 ت سبع فقرات املقيا ص على العوامل الثمانية التي احت فظ بها فاإن اجلدول ( )4 يلخ ص توزيع هذه الفقرات على العوامل اإذ يت سح اأن بع ص الفقرات توزعت على اأكرث من عامل وبقراءة ن سو ص الفقرات لميكن اإعطاء عنوان مدد ومميز لكل عامل من العوامل الثمانية لذلك طبق التحليل العاملي من الدرجة الثانية على عوامل الدرجة الأوىل اإذ لوحظ جتمع العوامل الثمانية ال سابقة يف اأربعة عوامل قيمة اجلذر الكامن لكل منها اأكرب من واحد وتف سر هذه العوامل الأربعة م عا ما جمموعه ( ) %73.74 من التباين وذلك ما يو سحه اجلدول( )5 الذي يظهر قيمة : اجلذر الكامن ون سبة التباين املف سر ون سبة التباين املف سر الرتاكمي لكل عامل من العوامل الأربعة. 351

د. فريال حلاج حممود ت سميم مقيا س لالجتاه نحو لبحث وفق منوذج ل ستجابة ملتدرجة جدول ( )5 نتائج لتحليل لعاملي من لدرجة لثانية لفقر ت ملقيا س 352 رقم العامل قيمة اجلذر الكامن ن شبة التباين املف شر الن شبة الرتاكمية للتباين املف شر عوامل الدرجة االأوىل امل شبعة بالعامل 1 1.95 24.38 24.4 6 2 2 1.42 17.74 42.1 8 7 3 1.36 16.99 59.1 5 4 1 4 1.16 14.44 73.6 3 فقرات املقيا س التي متثلها العوامل امل شبعة 17 4 3 2 1 31 30 29 28 27 26 8 7 6 11-9 5 30 25-18 16-12 ا شم البعد الهتمام بالبحث سعوبات البحث اأهمية البحث امل ساعر نحو البحث يظهر اجلدول ( )6 قيمة اجلذر الكامن ون سبة التباين املف سر لكل عامل تزيد قيمة جذره الكامن عن ( )1 لكل بعد من اأبعاد املقيا ص الأربعة. كما يت سح من اجلدول ( )6 حتقق سرط اأحادية البعد يف كل بعد من اأبعاد املقيا ص الأربعة على حدة فوفق ما اأ سار اإليه ريكا ص( )Reckase, 1979 كانت ن سبة التباين املف سر للعامل الأول عند اإجراء التحليل العاملي لالأبعاد الأربعة اأكرب من ( )%20 مما يوؤكد حتقق سرط اأحادية البعد يف كل من هذه الأبعاد كما كانت ن سبة اجلذر الكامن للعامل الأول اإىل اجلذر الكامن للعامل الثاين اأكرب من ( )2 ومن ثم ميكن ا ستخدام منوذج ال ستجابة املتدرجة. كذلك ت سبعت الفقرات يف جميع الأبعاد الأربعة على العامل الأول وكانت قيمة معامل ت سبعها اأكرب من ( )0.4 اأي هناك عامل سائد واحد هو ما يف سر ال ستجابات على كل بعد (مقيا ص فرعي) من اأبعاد املقيا ص. ومن ثم ميكن القول اإن مقيا ص الجتاه نحو البحث هو اجتاه متعدد الأبعاد يتكون من ( )4 اأبعاد هي : الهتمام بالبحث و سعوبات البحث واأهمية البحث وامل ساعر نحو البحث. ل سكل ( )5 متثيل بياين لقيم جلذور لكامنة للعو مل ملختلفة لناجتة من لتحليل لعاملي من لدرجة لثانية

جلدول ( )6 جلذر لكامن ( كرب من )1 ون سبة لتباين ملف سر لعو مل جميع أبعاد ملقيا س رقم قيمة اجلذر العامل الكامن 1 4.552 2 1.240 ن شبة التباين املف شر 56.906 15.503 - - البعد الثالث (االأهمية) البعد الرابع (امل شاعر) قيمة اجلذر الكامن 4.881 ن شبة التباين املف شر 40.673 1.248 10.398 قيمة اجلذر الكامن 4.181 ن شبة التباين املف شر 83.618 ثانيا : لنتائج و ملناق سة ملتعلقة بال سوؤ ل لثاين والذي ين ص على : ما مدى مطابقة ال ستجابات عن فقرات مقيا ص الجتاه نحو البحث لنموذج ال ستجابة املتدرجة اإن منوذج ال ستجابة املتدرجة وكما اأ سرنا ساب قا هو امتداد للنموذج اللوج ستي ثنائي املعلم ولذلك يح سب معلمان لكل فقرة هما : معلم التمييز ومعلم ال سعوبة اإذ ي سري معلم التمييز اإىل قدرة الفقرة على ف سل امل ستجيبني اعتماد ا على م ستوى اجتاهاتهم نحو ال سمة. اأما معلم ال سعوبة (العتبة) في سري اإىل م ستوى ال سمة (الجتاه) الذي عنده احتمال اختيار فئة ال ستجابة احلالية اأو الفئات الأعلى منها %50 وهكذا فلكل فقرة يف املقيا ص معلم سعوبة واحد ( )ai واأربع معامل سعوبة (عتبات) ( )bij وذلك ب سبب كون املقيا ص خما سي التدريج. لفح ص مطابقة ال ستجابات عن فقرات مقيا ص الجتاه نحو البحث لنموذج ال ستجابة املتدرجة وللتاأكد من عدم تغاير معامل الفقرات ( )parameters invariance اتبعت اخلطوات الآتية : أول : تق سيم البيانات ع سوائ يا اإىل جمموعتني فرعيتني مت ساويتني من حيث عدد الأفراد. ثان يا : ح ساب معامل الفقرات لكل من املجموعتني الفرعيتني وللمقيا ص ب سفة كلية وذلك لكل بعد (مقيا ص فرعي) على حدة. اإذ ح سب لكل فقرة معلم التمييز ( )a واأربعة معامل صعوبة ( )b1.b2.b3.b4 وذلك با ستخدام برنامج (.)MULTILOG7 ويظهر اجلدولني ( )7 و( )8 تقديرات معامل الفقرات للعينة ب سفة كلية وللعينتني الع سوائيتني الفرعيني على كل بعد (مقيا ص فرعي) يف املقيا ص. اإذ تراوحت قيم معلم التمييز للفقرات ( )a بني ( )0.20 و( )8.19 بو سيط (.)1.48 ومن املعروف اأن الفقرة ذات التمييز الأعلى هي الفقرة ذات امل ساهمة الأعلى يف املعلوماتية ( )Hambleton & Swaminathan, 1985 ومن ثم فاإن اأكرث الفقرات م ساهمة يف املعلوماتية هي ( 23 25 21 22 20 24 14 13 12 15 17 16 )19 7 5 18 9 29 10 4 2 11 26 6 3 27 8 1 30 28 على الرتتيب. البعد االأول(االهتمام) البعد الثاين (ال شعوبات) ن شبة قيمة التباين اجلذر املف شر الكامن 35.347 4.324 353

د. فريال حلاج حممود ت سميم مقيا س لالجتاه نحو لبحث وفق منوذج ل ستجابة ملتدرجة جلدول ( )7 تقدير ت معامل لفقر ت للعينة ككل على كل بعد (مقيا س فرعي) يف ملقيا س 354 الفقرة 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 b1 b2 b3 b4 a 8 5.1 8.7 6.2 6.5 4.7 3.9 2.2 6.6 6.3 5.9 0.2 0.2 0.2 0.2-0.42 3.01 5.58 4.87 2.24 1.03 1.83 0.21 2.93 2.68 2.77 0.16 0.2 0.22 0.18 2.64 1.94 2.39 4.19 1.92 1.33 1.12 0.71 0.25 0.43 0.24 0.72 0.69 0.66 0.61 2.27 0.65 1.28 0.85 6.66 4.64 4.1 2.99 4.04 4.41 3.72 5.61 5.58 5.58 6.37 2.32 0.28 0.55 0.26 0.21 0.34 0.2 0.65 0.25 0.26 0.29 5.61 5.58 5.58 6.37 الفقرة 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 30 b1 b3 b2 b4 8.19 0.66 0.19 0.2 0.95 0.04-0.91-1.4 7.00 2.37 0.79-4.6 7.84 2.95 1.14-6.8 0.89 0.35 0.27-0.8 0.95 0.42 0.14-0.8 1.09 0.38 0.20-1 0.95 0.36 0.37-1 0.94 0.30 0.25-0.9 0.95 0.33 0.26-1 5.79 1.79 2.32-6.4 2.07 0.11 0.89-2.3 1.29 0.47 0.92-1.9 4.11 1.45 4.14-5.6 2.29 0.5-0.14-0.9- a 8.19 7.51 0.24 0.20 4.66 3.88 3.94 3.68 4.94 3.80 0.29 0.61 2.63 0.25 2.49 جلدول ( )8 تقدير ت معامل لفقر ت للعينتني لع سو ئيتني لفرعيني (ع 1- وع )2- على كل بعد يف ملقيا س املعلم b4 الفقرة املعلم b1 املعلم b2 املعلم b3 املعلم a 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 7.87 7.74 7.12 8.44 5.25 4.08 2.90 2.16 6.58 6.48 7.85 0.17 0.16 0.25-7.35 7.50 3.60 7.99 7.43 4.32 4.67 2.51 5.99 5.55 4.40 0.16 0.14 0.23-0.41 5.08 4.28 5.69 1.76 0.68 0.82 0.18 3.35 2.49 3.93 0.14 0.15 0.24 7.64 4.20 2.13 4.89 2.65 1.47 1.38 0.28 2.27 2.53 1.82 0.16 0.2 0.25 0.41 2.12 2.88 4.08 1.48 1.16 0.72 0.68 0.30 1.03 0.36 0.68 0.68 0.66 0.41 2.87 1.29 3.82 2.29 1.63 0.52 0.82 0.20 0.03 0.16 0.7 0.69 0.67 1.39 2.78 0.86 0.81 4.97 4.93 3.29 2.87 4.49 5.66 4.53 5.17 4.64 6.21 1.39 1.75 0.59 1.83 8.22 4.01 3.36 3.47 3.31 3.10 3.01 6.03 6 5.07 5.7 0.26 0.37 0.29 0.28 0.30 0.51 0.61 0.25 0.23 0.25 5.17 4.64 6.21 6.68 0.26 0.79 0.28 0.17 0.33 0.36 0.54 0.28 0.32 0.35 6.03 7.85 5.07

تابع جلدول ( )8 املعلم b2 املعلم b4 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 30 0.21 0.17 0.80 3.41 6.14 0.61 0.59 0.86 0.76 0.73 0.72 4.53 2.62 1.44 6.72 0.76-0.18 0.14 0.84 5.08 7.67 1.01 1.04 1.05 1.17 1.03 1.16 9.44 1.97 1.25 5.47 0.84-0.16 0.17 0.32 0.39 1.12 0.16 0.02 0.13 0.26 0.12 0.14 1.86 0.95 0.87 2.39 0.11-0.23 0.24 0.38 1.85 1.19 0.39 0.32 0.28 0.48 0.41 0.39 5.50 0.80 0.79 1.31 0.03-0.63 0.65 0.00 2.49 2.95 0.33 0.46 0.37 0.37 0.28 0.36 2.31 0.19 0.42 1.73 0.44 0.61 0.65 0.01 1.94 2.96 0.36 0.34 0.36 0.31 0.31 0.26 2.88 0.04 0.44 1.21 0.57 6.59 9.4 0.95 7.43 6.84 0.78 0.92 0.92 0.83 0.86 0.81 3.89 2.17 1.13 4.92 1.14 6.63 7.85 0.79 5.67 9.09 0.96 0.89 1.19 0.98 0.96 1.03 4.15 1.86 0.88 3.41 1.39 6.00 6.59 6.63 9.40 10.97 12.16 0.25 0.27 0.19 0.21 3.71 7.27 4.04 4.33 3.31 5.58 3.44 4.60 4.51 6.49 3.65 4.86 0.13 0.33 0.77 0.59 2.86 2.27 0.29 0.24 2.25 3.04 ثال ثا : للتاأكد من عدم تغاير معامل الفقرات ( )parameters invariance ا ستخدمت عدة طرق للك سف عن الأداء التفا سلي للفقرات ( )DIF بني املجموعتني الفرعيتني اإذ : اأ) ح سب معامل الرتباط بني قيم ( )a يف املجموعتني الفرعيتني وب سكل مماثل ح ساب معامل الرتباط بني قيم ( )b يف املجموعتني الفرعيتني. ويظهر اجلدول ( )9 هذه النتائج. اجلدول ( )9 معامالت لرتباط بني معامل لفقر ت للعينة لكلية (ع - ك) وللعينتني لع سو ئيتني لفرعيني (ع 1- و ع )2- البعد املعلم b1 املعلم b2 االأول 0.91 0.74 0.85 0.91 0.94 0.85 الثاين 0.96 0.95 0.87 0.96 0.83 0.87 0.96 0.97 0.94 0.96 0.87 0.94 الرابع 0.88 0.80 0.82 0.88 0.98 0.82 الفقرة املعلم b1 املعلم b3 املعلم a 355

د. فريال حلاج حممود ت سميم مقيا س لالجتاه نحو لبحث وفق منوذج ل ستجابة ملتدرجة تابع جلدول ( )9 356 البعد املعلم b3 املعلم b4 املعلم a االأول 0.65 0.80 0.74 0.70 0.71 0.96 0.93 0.72 0.80 0.94 0.70 0.88 0.96 0.99 الثاين 0.83 0.91 0.89 0.79 0.88 0.67 0.79 0.93 0.91 0.99 0.79 0.83 0.67 0.80 0.90 0.97 0.98 0.96 0.96 0.99 0.99 0.71 0.97 0.90 0.96 0.84 0.99 0.96 الرابع 0.73 0.95 0.95 0.95 0.92 0.70 0.97 0.73 0.95 0.99 0.95 0.77 0.70 0.65 يت سح من جدول ( )9 اأن قيم معامل الرتباط للمعلم ( )a بني العينتني الع سوائيتني تراوحت بني ( )0.65 و( )0.99 وتراوحت قيم معامل الرتباط للمعلم b1 لهاتني العينتني بني ( )0.77 و( )0.98 وللمعلم b2 بني ( )0.71 و( )0.99 وللمعلم b3 بني ( )0.73 و( )0.99 وللمعلم b4 بني ( )0.83 و(.)0.98 هذه القيم جميعها هي قيم مرتفعة ودالة اإح سائيا عند م ستوى الدللة (.)0.05 =α كما يالحظ اأن قيم معامل الرتباط ب سورة كلية تراوحت بني ( )0.65 و( )0.99 وكانت معظمها اأعلى من ( )0.80 وتدل قيم معامل الرتباط املرتفعة بني معامل الفقرات يف املجموعتني الفرعيتني مبدئ يا على مطابقة البيانات لنموذج ال ستجابة املتدرجة ب) فح ص دللة الفروق بني قيم ( )b يف املجموعتني الفرعيتني : ا ستخدم كل من اإح سائي ن سبة الأرجحية ( )Likelihood ratio statistics الذي يح سبه برنامج ( )MULTILOG7 واإح سائي مربع كاي ملانتل هنزل ( )Mantel-Haenszel chi-square الذي يح سبه برنامج سا ص ( )SAS يف ح ساب دللة هذه الفروق. ويظهر اجلدول ( )10 هذه النتائج.

جدول ( )10 دللة لفروق بني قيم ( )b يف ملجموعتني لفرعيتني با ستخد م كل من إح سائي ن سبة لرجحية و إح سائي مربع كاي ملانتل هنزل 357 الفقرة ن شبة االرجحية الفقرة ن شبة االرجحية الفقرة ن شبة االرجحية 0.3 21 17.5 الأول 1 *35.2 *15.1 الثاين 8 11.9 7.7 22 13.6 الأول 2 *46.5 *24.2 الثاين 26 25.1 23 10.1 1.6 الأول 3 *62.0 *44.2 الثاين 27 16.8 1.2 24 15.7 0.7 الأول 4 *82.2 *34.9 5 20.9 *5.4 12.7 3.1 الأول 17 *95.3 *62.5 9 *32.4 0.9 25 0.4 الأول 28 13.1 0.1 10 19.9 0.9 الرابع 12 11.6 الأول 29 9.7 1.9 11 *34.4 *4.8 الرابع 13 17.6 0.5 الأول 30 *42.4 *17.3 18 19.9 *4.2 الرابع 14 9.4 0.2 الثاين 6 11.4 0.9 19 *29.6 *5.8 الرابع 15 11.5 1.2 *6.2 20 14.8 0.8 الرابع 16 14.2 0.4 1.6 2.9 ( Likelihood Ratio ر ب عا : ح ساب معامل ارتباط سبريمان بني رتب قيم الإح سائي )Statistics ورتب قيم الإح سائي مربع كاي ملانتل هنزل ( Mantel-Haenszel Chi- )Square املح سوبني يف اخلطوة ال سابقة للحكم على مدى تغاير معامل الفقرات. اإذ كانت قيمة معامل الرتباط ( )0.76 وهي قيمة دالة عند م ستوى دللة ( )0.001 = α مما يوؤكد توافق قيم املطابقة لالإح سائيني ويف سوء ذلك اعتربت الفقرات ( 9 7 5 4 3 2 1 )30 26 19 18 17 11 فقرات غري مطابقة لنموذج ال ستجابة املتدرجة كون الفروق بني معاملها دالة اإح سائ يا ولذلك حذفت هذه الفقرات من ال سورة النهائية للمقيا ص ويالحظ اأن معظم هذه الفقرات هي من الفقرات سعيفة التمييز ما عدا الفقرة ( )17 التي كانت عالية التمييز. وهكذا تكون املقيا ص يف سورته النهائية من ( )17 فقرة موزعة كما يلي : البعد الأول (الهتمام بالبحث) وي سم الفقرتان 28 و ( 29 الفقرتان 1 و 2 يف الن سخة النهائية) والبعد الثاين ( سعوبات البحث) وي سم الفقرات 6 و 8 و ( 27 الفقرات 5-3 يف الن سخة النهائية) والبعد الثالث (اأهمية البحث) وي سم الفقرات 10 و ( 25-20 الفقرات 12-6 يف الن سخة النهائية) والبعد الرابع (امل ساعر نحو البحث) وي سم الفقرات ( 16-12 الفقرات 17-13 يف الن سخة النهائية). البعد مربع كاي ملانتل هنزل البعد 22.7 الثاين 7 * دال عند م ستوى دللة ( )0.05 = α مربع كاي ملانتل هنزل البعد مربع كاي ملانتل هنزل

ت سميم مقيا س لالجتاه نحو لبحث وفق منوذج ل ستجابة ملتدرجة 358 د. فريال حلاج حممود لتو سيات و ملقرتحات من مددات هذه الدرا سة اقت سارها على طلبة الدبلوم العايل يف الرتبية يف جامعة اأم القرى وامل سجلني يف الف سل الدرا سي الأول من العام الدرا سي (.)2014-2013 كذلك ا ستخدامها لربنامج املالتلوج )MULTILOG7( 7 يف عملية التحليل ومع ذلك ميكن عدها منوذجا ي سرت سد به الباحثون عند ت سميم املقايي ص وفق نظرية ا ستجابة الفقرة - التي حتظى اليوم باهتمام الباحثني يف العامل الغربي - لذلك تو سي الدرا سة : مبزيد من الهتمام بتوظيف مناذج نظرية ا ستجابة الفقرة يف قيا ص الجتاهات خا سة منوذج ال ستجابة املتدرجة مبتابعة ما ي ستجد من برامج حا سوبية اإح سائية. واأخ ريا تو سي الباحثة بتطبيق مقيا ص الجتاه نحو البحث الذي س مم يف هذه الدرا سة على الطالب اجلامعيني للوقوف على اجتاهاتهم نحو البحث وو سع الربامج الالزمة لتعزيز الجتاهات الإيجابية لديهم نحو البحث. ملر جع ح سن عزت عبد احلميد (.)1997 بيئة التدريب على البحث والجتاهات نحو البحث لدى طالب الدرا سات العليا.543-499 )4(7,á«ùØf äé SGQO. من سي ممود واإبراهيم علي والطيب يو سف (»ª dg åëñdg ƒëf äégéœ G.)2008, SƒHÉb É ùdg á eééh ùjqóàdg áä«g AÉ YC»æ ŸG É VôdÉH É àbóyh ورقة عمل مقدمة اإىل املوؤمتر ال سنوي الثالث كلية الرتبية النوعية باملن سورة 10-9 ابريل 2008.94-80 Embreson, S. Reise, S. )2000(. Item response theory for psychologists.lawrence Erlbaum Associates. Hambleton, R. & Swaminathan, H. )1985(. Item response theory principles and applications. Boston: Kluwer Nijhoff Publishing. Kaiser, H. F. )1974(. An index of factorial simplicity. Psychometrika, 39, 31-36 Lord, F. M. )1980(. Application of item response theory to practical testing problems. NJ: Lawrence Erlbaum Associates Inc. Masters, G. N. )1982(. A Rasch Model for Partial Credit Scoring. Psychometrika, 47, 149-174. Papanastasiou, E. C. )2005(. Factor structure of the attitudes towards research scale. Statistics Education Research Journal, 4)1(, 16-26, Retrieved from http://www.stat.auckland.ac.nz/serj. Park, K.)1983(. Application of a grade response model to the assessment of job satisfaction. Unpublished doctoral dissertation, University of Illinois at Urbana- Champaign.

2016 صـبـتـمـبـر 3 العدد 17 املجلد 359 Powered by TCPDF (www.tcpdf.org) Reckase, M. D.)1979(. Unifactor trait models applied to multifactor tests: Results and application. Journal of Educational Statistics, 41, 207-230. Reeve, B. B..& Fayers, P. )2005(. Applying item response theory modeling for evaluating questionnaire item and scale properties. In P. Fayers & R. D. Hays )Eds.(, Assessing quality of life in clinical trials: Methods of practice )2nd ed.(, New York: Oxford University Press, 2005.55-73. Samejima, F. )1997(. Graded response model. In W. J. van der Linden & R. K. Hambleton )Eds(. Handbook of modern item response theory )pp. 85-100(. New York: Springer-Verlag. Stevens, J. )2002(. Applied Multivariate Statistics for the Social Sciences )4th Ed.(. Mahwah.NJ: Lawrence Erlbaum Associates. Turk, D. C., Dworkin, R. H., Burke. L. B., Gershon, R., Rothman, M. & Scott, J. )2006(. Developing patient-reported outcome measures for pain clinical trials: IMMPACT recommendations. Pain, 125, 208-215.