پایایی زیرمقیاس‎های دل‎مشغولی والدین و والدگری مثبت

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

۲ـ الف) تحلیل عاملی اکتشافی زیرمقیاس دل‎مشغولی والدین

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

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

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

 

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

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

 

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

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

 

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

۳ـ الف) تحلیل عاملی اکتشافی زیرمقیاس والدگری مثبت

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

 

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

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

 

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

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

 

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

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

 

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

 

ب) مقیاس ارتباط والد ـ نوجوان

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

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

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

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

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

 

۱ـ ب) پایایی مقیاس

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

۲ـ ب) تحلیل عاملی اکتشافی

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

 

 

 

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

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

 

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

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

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

 

 

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

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

 

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

 

پ ) مقیاس روابط خانوادگی

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

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

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

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

 

۱ـ پ) پایایی زیرمقیاس حمایت خانواده

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

 

۲ـ پ) تحلیل عاملی اکتشافی زیرمقیاس حمایت خانواده

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

 

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

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

 

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

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

 

 

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

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

 

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

تحلیل عاملی اکتشافی زیرمقیاس رفتار پرخاشگرانه

با بهره گرفتن از روش تحلیل عاملی اصلی، ساختار عاملی زیرمقیاس رفتار پرخاشگرانه مورد بررسی قرار گرفت. اولین تحلیل عاملی نشان داد که یکی از سؤال‎ها (سؤال۱۵) دارای بار عاملی کمتر از ۳/۰ است. برای همین زیرمقیاس مجدداً با ۱۶ سؤال تحلیل عاملی شد که در اینجا نتایج تحلیل دوم گزارش می‎شود (جدول ۱۷ـ۳).

 

 

جدول ۱۷ـ۳٫ تحلیل عاملی اکتشافی زیرمقیاس رفتار پرخاشگرانه

کفایت نمونه گیری کایزر، میر، اولکین ( KMO )		آزمون کرویت بارتلت			درجه آزادی	معناداری	ارزش ویژه		درصد واریانس تبیین شده
۸۸۷/۰		۱۸۳/۲			۱۲۰	۰۰۱/ ۰>P	۸۷۰/۴		۴۳۹/۳۰
سؤالات	۳		۸	۱۰	۱۱	۱۲	۱۷	۲۰	۲۳
بار عاملی	۵۳۶/۰		۳۶۴/۰	۴۹۶/۰	۳۶۸/۰	۳۲۸/۰	۵۸۳/۰	۳۹۴/۰	۴۷۸/۰
سؤالات	۲۴		۲۷	۲۸	۲۹	۳۰	۳۱	۳۲	۳۴
بار عاملی	۶۳۱/۰		۴۸۱/۰	۴۱۶/۰	۶۴۳/۰	۶۱۷/۰	۶۴۵/۰	۵۷۹/۰	۴۳۷/۰

 

جدول ۱۷ـ۳ نشان می‎دهد که مقدار شاخص نمونه‎برداری و اندازه کرویت باتلر با درجه آزادی ۱۲۰ معنادارند.   مقادیر قطر ماتریس همبستگی‎های ضد تصویری سؤال‎ها، اندازه بالاتر از ۷/۰ را برای این زیرمقیاس نشان دادند. بدین ترتیب بر اساس این سه شاخص، امکان تحلیل عاملی فراهم شد. جدول ارزش ویژه در تحلیل عاملی، یک عامل با بار ارزشی بالاتر از ۴ را نشان داد و بر اساس نتایج جدول واریانس استخراجی، مشخص شد که این عامل ۴۴/۳۰ درصد از واریانس رفتار پرخاشگرانه را تبیین معنادار می‎کند. با توجه به شناسایی یک عامل، تحلیل عاملی، سؤالات را بدون چرخش تحت یک عامل معرفی کرد. همان‎طور که نتایج جدول ۱۶ـ۳ نشان می‎دهد، کمترین بار عاملی به سؤال ۱۲ و بالاترین به سؤال ۳۱ اختصاص دارد.

۳ـ الف) تحلیل عاملی اکتشافی زیر مقیاس رفتار نقض قانون

در مورد زیرمقیاس نقض قانون، سه سؤال دارای چولگی و کشیدگی بسیار زیاد بودند (سؤال‎هایی در مورد دزدی در خانه و غیرخانه و ترک مدرسه )، برای همین از ابتدا از دایره سؤالات حذف شدند.

با بهره گرفتن از روش تحلیل عاملی اصلی، ساختار عاملی زیرمقیاس نقض قانون با هشت سؤال مورد بررسی قرار گرفت. نتایج این تحلیل در جدول ۱۸ـ۳ ارائه شده است.

جدول ۱۸ـ۳٫ تحلیل عاملی اکتشافی زیرمقیاس رفتار نقض قانون

کفایت نمونه گیری کایزر، میر، اولکین ( KMO )		آزمون کرویت بارتلت			درجه آزادی	معناداری	ارزش ویژه	درصد واریانس تبیین شده
۸۳۸/۰		۸۸/۸۰۷			۲۸	۰۰۱/ ۰>P	۹۵۶/۲	۹۴۸/۳۶
سؤالات	۱۳		۱۴	۱۶	۱۸	۱۹	۲۲	۲۵	۳۳
بار عاملی	۵۲۱/۰		۵۶۷/۰	۶۷۶/۰	۵۱۹/۰	۵۸۵/۰	۳۶۳/۰	۴۹۱/۰	۴۷۷/۰

 

جدول ۱۸ـ۳ نشان می‎دهد که مقدار شاخص نمونه‎برداری و اندازه کرویت باتلر با درجه آزادی ۲۸ معنادارند. مقادیر قطر ماتریس همبستگی‎های ضد تصویری سؤال‎ها اندازه بالاتر از ۸/۰ را برای این زیرمقیاس نشان دادند. بدین ترتیب بر اساس این سه شاخص، امکان تحلیل عاملی فراهم شد. جدول ارزش ویژه در تحلیل عاملی، یک عامل با بار ارزشی بالاتر از ۲ را نشان داد و بر اساس نتایج جدول واریانس استخراجی، مشخص شد که این عامل ۹۵/۳۶ درصد از واریانس نقض قانون را تبیین معنادار می‎کند. با توجه به شناسایی یک عامل، تحلیل عاملی، سؤال‎ها را بدون چرخش تحت یک عامل معرفی کرد. همان‎طور که نتایج جدول ۱۷ـ۳ نشان می‎دهد، کمترین بار عاملی به سؤال ۲۲ و بالاترین به سؤال ۱۶ اختصاص دارد.

۴ـ الف) تحلیل عاملی اکتشافی زیرمقیاس مشکلات توجه

با بهره گرفتن از روش تحلیل عاملی اصلی، ساختار عاملی زیرمقیاس مشکلات توجه مورد بررسی قرار گرفت.

نتایج  این تحلیل در جدول ۱۹ـ۳ گزارش شده است.

 

جدول ۱۹ـ۳٫ تحلیل عاملی اکتشافی زیرمقیاس مشکلات توجه

کفایت نمونه گیری کایزر، میر، اولکین ( KMO )	آزمون کرویت بارتلت		درجه آزادی	معناداری	ارزش ویژه		درصد واریانس تبیین شده
۸۵۲/۰	۸۰۶/۸۰۳		۳۶	۰۰۱/ ۰>P	۰۱۲/۳		۴۷۱/۳۳
سؤالات	۱	۲	۴	۵	۶	۷	۹
بارهای عاملی	۴۰۶/۰	۳۸۲/۰	۵۴۲/۰	۵۹۸/۰	۴۶۶/۰	۵۵۴/۰	۵۵۴/۰
سؤالات	۲۱	۲۶
بارهای عاملی	۳۹۳/۰	۵۸۴/۰

 

سیاهه رفتاری کودک

گزارش‎های والدین به وسیله زیرمقیاس‎های رفتار پرخاشگرانه (۱۷سؤال) و رفتار نقض قانون (۱۱سؤال) از “سیاهه رفتاری کودک” آخن‎باخ و رسکورلا (۲۰۰۱، اقتباس از آخن‎باخ، ۲۰۰۱) اندازه‎‎گیری شدند. تعداد سؤالات زیرمقیاسِ رفتار نقض قانونِ این سیاهه نیز همچون پرسشنامه خودگزارش‎دهی نوجوان کاهش یافت و در کل، والدین به ۳۷ سؤال پاسخ دادند. نمونه سؤال‎ها از این قرار است:"زیاد دعوا می‎کند"(رفتار پرخاشگرانه)،"در خانه، مدرسه و جاهای دیگر قوانین را زیر پا می‎گذارد"(رفتار نقض قانون). پاسخ‎ها بر مبنای مقیاس سه درجه‎ای لیکرت ( از ۰، این طور نیست تا ۲، کاملاً این طور است) درجه‎بندی شده‎اند.

 

 ۱ـ ب) پایایی زیرمقیاس‎ها

پایایی زیرمقیاس‎های رفتار پرخاشگرانه و رفتار نقض قانون در اجرای نهایی با بهره‎گیری از روش آلفای

کرونباخ (حذف سؤال به شرط افزایش پایایی) محاسبه شد. پایایی زیرمقیاس رفتار پرخاشگرانه ۸۶/۰ و زیرمقیاس نقض قانون ۶۷/۰ به‎ دست آمد.

 

۲ـ ب) تحلیل عاملی اکتشافی زیر مقیاس رفتار پرخاشگرانه

با بهره گرفتن از روش تحلیل عاملی اصلی، ساختار عاملی زیرمقیاس رفتار پرخاشگرانه مورد بررسی قرار گرفت. اولین تحلیل عاملی نشان داد که یکی از سؤال‎ها (سؤال۱۵) دارای بار عاملی کمتر از ۳/۰ است. برای همین، زیرمقیاس مجدداً با ۱۶ سؤال تحلیل عاملی شد که در اینجا نتایج تحلیل دوم گزارش می‎شود (جدول ۲۰ـ۳).

 

جدول ۲۰ـ۳٫ تحلیل عاملی اکتشافی زیرمقیاس رفتار پرخاشگرانه

کفایت نمونه گیری کایزر، میر، اولکین ( KMO )		آزمون کرویت بارتلت		درجه آزادی	معناداری		ارزش ویژه	درصد واریانس تبیین شده
۸۹۴/۰		۷۵۴/۲		۱۲۰	۰۰۱/ ۰>P		۴۱۶/۵	۹۱۴/۳۳
سؤالات	۲	۳	۸	۱۰		۱۱	۱۲	۱۷	۲۰
بار عاملی	۳۴۷/۰	۵۷۲/۰	۶۱۶/۰	۳۷۱/۰		۳۸۷/۰	۳۳۲/۰	۷۲۰/۰	۵۰۰/۰
سؤالات	۲۴	۲۹	۳۰	۳۱		۳۲	۳۳	۳۵	۳۷
بار عاملی	۷۲۶/۰	۶۱۹/۰	۵۸۴/۰	۵۵۹/۰		۵۵۵/۰	۶۳۲/۰	۴۵۰/۰	۵۵۵/۰

 

جدول ۲۰ـ۳ نشان می‎دهد که مقدار شاخص نمونه‎برداری و اندازه کرویت باتلر با درجه آزادی ۱۲۰ معنادارند. مقادیر قطر ماتریس همبستگی‎های ضد تصویری سؤال‎ها، اندازه  بالاتر از ۷/۰ را برای این زیرمقیاس نشان دادند. بدین ترتیب بر اساس این سه شاخص، امکان تحلیل عاملی فراهم شد. جدول ارزش ویـژه در تحـلیل عاملی یک عـامل با بار ارزشی بالاتر از ۵ را نشان داد و بر اسـاس نتایج جـدول واریانس

استخراجی، مشخص شد که این عامل ۹۱/۳۳ درصد از واریانس رفتار پرخاشگرانه را تبیین معنادار می‎کند. با توجه به شناسایی یک عامل، تحلیل عاملی، سؤال‎ها را بدون چرخش تحت یک عامل معرفی کرد. همان‎طور که نتایج جدول ۲۰ـ۳ نشان می‎دهد، کمترین بار عاملی به سؤال ۱۲ و بالاترین به سؤال ۲۴ اختصاص دارد.

۳ـ ب) تحلیل عاملی اکتشافی زیر مقیاس رفتار نقض قانون

در مورد زیرمقیاس نقض قانون، سه سؤال دارای چولگی و کشیدگی بسیار زیاد بودند (سؤال‎هایی در مورد دزدی در خانه و غیرخانه و ترک مدرسه )، برای همین از ابتدا از دایره سؤال‎ها حذف شدند.

با بهره‎گیری از روش تحلیل عاملی اصلی، ساختار عاملی زیرمقیاس رفتار نقض قانون با هشت سؤال مورد بررسی قرار گرفت. اولین تحلیل عاملی نشان داد که دو سؤال (سؤال‎های ۲۵ و ۲۸) دارای بار عاملی کمتر از ۳/۰ است. برای همین، زیرمقیاس مجدداً با ۶ سؤال تحلیل عاملی شد که در اینجا نتایج تحلیل دوم گزارش می‎شود (جدول ۲۱ـ۳).

 

جدول ۲۱ـ۳٫ تحلیل عاملی اکتشافی زیرمقیاس رفتار نقض قانون

کفایت نمونه گیری کایزر، میر، اولکین ( KMO )		آزمون کرویت بارتلت		درجه آزادی	معناداری		ارزش ویژه	درصد واریانس تبیین شده
۷۶۰/۰		۰۹۷/۴۱۳		۱۵	۰۰۱/ ۰>P		۲۳۹/۲	۳۱۳/۳۷
سؤالات	۱۳	۱۴	۱۶	۱۸		۲۲	۳۶
بار عاملی	۴۹۹/۰	۵۸۴/۰	۶۲۸/۰	۴۸۷/۰		۳۴۸/۰	۵۵۷/۰

 

جدول ۲۱ـ۳ نشان می‎دهد که مقدار شاخص نمونه‎برداری و اندازه کرویت باتلر با درجه آزادی ۴۵ معنادارند. مقادیر قطر ماتریس همبستگی‎های ضد تصویری سؤال‎ها، اندازه بالاتر از ۷/۰ را برای این زیرمقیاس نشان دادند. بدین ترتیب بر اساس این سه شاخص، امکان تحلیل عاملی فراهم شد. جدول ارزش ویژه در تحلیل عاملی یک عامل با بار ارزشی بالاتر از ۲ را نشان داد و بر اساس نتایج جدول واریانس استخراجی، مشخص شد که این عامل ۳۱/۳۷ درصد از واریانس نقض قانون را تبیین معنادار می‎کند. با توجه به شناسایی یک عامل، تحلیل عاملی، سؤالات را بدون چرخش تحت یک عامل معرفی کرد. همان‎‎طور که نتایج جدول ۲۱ـ۳ نشان می‎دهد، کمترین بار عاملی به سؤال ۲۲ و بالاترین به سؤال ۱۶ اختصاص دارد.

در پژوهش کنونی با تلفیق کلی گویه‎های هر پرسشنامه، پنج متغیر رفتار پرخاشگرانه (گزارش نوجوان)، رفتار نقض قانون (گزارش نوجوان)، مشکلات توجه (گزارش نوجوان) و رفتار پرخاشگرانه (گزارش والد) و رفتار نقض قانون (گزارش والد) به عنوان نشانگرهای سازه رفتار مشکل آفرین وارد الگو شدند.

 

۵ـ۳ الگوی اندازه‎گیری کلی

در پژوهش حاضر افزون بر تحلیل عاملی تأییدی هر یک از زیرمقیاس‎ها، که نتایج آن در پیوست ب آمده‎اند،

الگوی تحلیل عاملی تأییدی کل متغیرها نیز با بهره گرفتن از برنامه لیزرل اجرا شد. نتایج این تحلیل که به الگوی کلی (نمونه متشکل از دختران و پسران) اختصاص دارد در جدول ۲۲ـ۳ ارائه شده است.

 

جدول ۲۲ـ۳٫ الگوی اندازه‎گیری کلی

پارامتر نشانگرها	برآورد پارامتر b	پارامتر استاندارد شده B	خطای معیار	t	مجذور همبستگی چندگانه
کنش وری خانوادگی(گزارش نوجوان)
حمایت خانواده	۴۶/۱	۶۴/۰	۱۰/۰	۰۸/۱۴	۴۱/۰
ارتباط والدـ نوجوان	۴۸/۵	۷۰/۰	۳۵/۰	۶۵/۱۶	۴۹/۰
دل‎مشغولی والدین	۰۶/۲	۶۳/۰	۱۵/۰	۸۱/۱۳	۴۰/۰
والدگری مثبت	۷۲/۱	۵۷/۰	۱۴/۰	۱۷/۱۲	۳۲/۰
کنش‎وری خانوادگی(گزارش والد)
حمایت خانواده	۵۶/۰	۲۸/۰	۱۰/۰	۵۱/۵	۰۸/۰
ارتباط والدـ نوجوان	۸۹/۴	۶۱/۰	۳۹/۰	۶۱/۱۲	۳۷/۰
دل‎مشغولی والدین	۲۲/۴	۸۵/۰	۲۵/۰	۱۸/۱۷	۷۱/۰
والدگری مثبت	۳۲/۱	۶۰/۰	۱۱/۰	۳۶/۱۲	۳۶/۰
کنش‎وری مدرسه
پیوند با مدرسه	۴۳/۰	۴۵/۰	۰۵/۰	۴۸/۸	۲۰/۰
پیوند با مدرسه	۴۳/۰	۴۷/۰	۰۵/۰	۸۱/۸	۲۲/۰
حمایت معلم	۷۰/۰	۵۹/۰	۰۶/۰	۱۴/۱۱	۳۴/۰
حمایت معلم	۸۲/۰	۶۳/۰	۰۷/۰	۸۵/۱۱	۳۹/۰
حمایت همسال
حمایت همسال ۱	۰۱/۲	۷۸/۰	۱۱/۰	۰۳/۱۹	۶۱/۰
حمایت همسال۲	۸۸/۱	۷۵/۰	۱۰/۰	۹۸/۱۷	۵۶/۰
حمایت همسال۳	۳۹/۲	۷۷/۰	۱۳/۰	۵۶/۱۸	۵۹/۰
حمایت همسال۴	۶۷/۱	۶۵/۰	۱۱/۰	۹۱/۱۴	۴۲/۰
حمایت همسال۵	۷۵/۱	۶۸/۰	۱۱/۰	۷۳/۱۵	۴۶/۰
انسجام هویت
انسجام هویت ۱	۶۳/۰	۵۴/۰	۰۶/۰	۷۱/۱۰	۲۹/۰
انسجام هویت ۲	۵۶/۰	۵۰/۰	۰۶/۰	۸۴/۹	۲۵/۰
انسجام هویت ۳	۷۶/۰	۶۹/۰	۰۵/۰	۱۴/۱۴	۴۷/۰
انسجام هویت ۴	۶۶/۰	۶۰/۰	۰۵/۰	۱۸/۱۲	۳۶/۰
انسجام هویت۵	۶۲/۰	۵۱/۰	۰۶/۰	۱۸/۱۰	۲۶/۰

 

 

ادامه جدول ۲۲ـ۳

پارامتر نشانگرها		برآورد پارامتر b	پارامتر استاندارد شده B			خطای معیار		t		مجذور همبستگی چندگانه
سردرگمی هویت
سردرگمی هویت ۱		۶۳/۰	۵۹/۰			۰۵/۰		۷۲/۱۱		۳۵/۰
سردرگمی هویت ۲		۶۰/۰	۴۵/۰			۰۷/۰		۶۳/۸		۲۰/۰
سردرگمی هویت ۳		۶۶/۰	۵۷/۰			۰۶/۰		۱۳/۱۱		۳۲/۰
سردرگمی هویت ۴		۷۴/۰	۵۴/۰			۰۷/۰		۵۴/۱۰		۲۹/۰
رفتار مشکل‎آفرین
رفتار پرخاشگرانه(گزارش نوجوان)		۵۴/۴	۸۸/۰			۲۰/۰		۱۶/۲۲		۷۷/۰
رفتار نقض قانون(گزارش نوجوان)		۸۲/۱	۷۵/۰			۱۰/۰		۸۰/۱۷		۵۶/۰
مشکلات توجه(گزارش نوجوان)		۵۰/۲	۷۳/۰			۱۴/۰		۳۰/۱۷		۵۳/۰
رفتار پرخاشگرانه(گزارش والد)		۶۱/۱	۳۲/۰			۲۴/۰		۷۴/۶		۱۰/۰
رفتار نقض قانون(گزارش والد)		۴۲/۰	۳۰/۰			۰۷/۰		۳۵/۶		۰۹/۰
مجذور خی	درجه آزادی	سطح معناداری		RMSEA	CFI		SRMR		PGFI
۴۱/۱۱۰۰	۴۱۳	۰۰۰۱/۰		۰۵۹/۰ ۰۶۳/۰؛۰۵۵/۰	۹۲/۰		۰۶۴/۰		۷۲/۰

 

همان‎طور که در جدول ۲۲ـ۳ نشان داده شده است، کلیه ضرایب برآورد شده مسیر در الگوی کلی از لحاظ آماری معنادارند. اندازه‎های پارامتر استاندارد‎شده برای هر یک از نشانگرها، نشان‎دهنده قدرت بار عاملی آنها بر متغیرهای نهفته مربوط است و مقادیر t بزرگ‎تر از ۲ معناداری این سهم را نشان می‎دهد. اندازه‎های شاخص‎های برازندگی بر مبنای معیارهای ۰۸/۰ ≥  RMSEA، ۹۰/۰≤ CFI (کلاین، ۲۰۰۶، نقل از شوارتز و دیگران، ۲۰۰۹)،  ۵>  x/df(ویتون و دیگران، ۱۹۷۷، نقل از هوپر و دیگران، ۲۰۰۸) و ۰۸/۰ SRMR <

الگوی تحلیل عاملی تأییدی کل متغیرها در نمونه دختران نیز با بهره گرفتن از برنامه لیزرل اجرا شد. نتایج این تحلیل در جدول ۲۳ـ۳ ارائه شده است.

 

جدول ۲۳ـ۳٫ الگوی اندازه‎گیری در نمونه دختران

پارامتر نشانگرها	برآورد پارامتر b	پارامتر استاندارد‎ شده B	خطای معیار	t	مجذور همبستگی چندگانه
کنش‎وری خانوادگی(گزارش نوجوان)
حمایت خانواده	۶۱/۱	۷۳/۰	۱۴/۰	۹۰/۱۱	۵۳/۰
ارتباط والدـ نوجوان	۷۰/۶	۷۸/۰	۵۲/۰	۹۹/۱۲	۶۰/۰
دل‎مشغولی والدین	۳۹/۲	۷۳/۰	۲۰/۰	۸۶/۱۱	۵۳/۰
والدگری مثبت	۰۲/۲	۶۵/۰	۲۰/۰	۱۷/۱۰	۴۲/۰
کنش‎وری خانوادگی (گزارش والد)
حمایت خانواده	۶۵/۰	۳۰/۰	۱۶/۰	۰۸/۴	۰۹/۰
ارتباط والدـ نوجوان	۲۷/۴	۵۲/۰	۵۹/۰	۲۴/۷	۲۷/۰
دل‎مشغولی والدین	۴۹/۴	۸۷/۰	۴۰/۰	۳۳/۱۱	۷۶/۰
والدگری مثبت	۲۴/۱	۵۶/۰	۱۶/۰	۸۰/۷	۳۲/۰
کنش‎وری مدرسه
پیوند با مدرسه	۳۴/۰	۳۷/۰	۰۷/۰	۸۹/۴	۱۴/۰
پیوند مدرسه	۴۴/۰	۴۸/۰	۰۷/۰	۴۵/۶	۲۳/۰
حمایت معلم	۶۸/۰	۵۹/۰	۰۸/۰	۰۴/۸	۳۵/۰
حمایت معلم	۹۲/۰	۶۸/۰	۱۰/۰	۱۹/۹	۴۶/۰
حمایت همسال
حمایت  همسال۱	۸۹/۱	۷۷/۰	۱۵/۰	۹۸/۱۲	۵۹/۰
حمایت همسال۲	۷۵/۱	۷۲/۰	۱۵/۰	۸۲/۱۱	۵۱/۰
حمایت  همسال۳	۱۸/۲	۷۵/۰	۱۸/۰	۴۶/۱۲	۵۶/۰
حمایت همسال۴	۹۱/۱	۷۳/۰	۱۶/۰	۱۱/۱۲	۵۳/۰
حمایت همسال۵	۹۶/۱	۷۴/۰	۱۶/۰	۴۱/۱۲	۵۵/۰
انسجام هویت
انسجام هویت ۲	۵۷/۰	۵۱/۰	۰۸/۰	۰۷/۷	۲۶/۰
انسجام هویت ۳	۶۲/۰	۵۴/۰	۰۸/۰	۶۵/۷	۲۹/۰
انسجام هویت ۴	۷۶/۰	۷۰/۰	۰۷/۰	۲۸/۱۰	۴۹/۰
انسجام هویت ۵	۶۳/۰	۶۰/۰	۰۷/۰	۵۴/۸	۳۶/۰
انسجام هویت ۶	۵۶/۰	۴۶/۰	۰۹/۰	۴۲/۶	۲۲/۰
سردرگمی هویت
سردرگمی هویت ۳	۶۳/۰	۵۷/۰	۰۸/۰	۲۵/۸	۳۲/۰
سردرگمی هویت ۴	۵۷/۰	۴۵/۰	۰۹/۰	۴۰/۶	۲۰/۰
سردرگمی هویت ۵	۶۸/۰	۶۰/۰	۰۸/۰	۷۳/۸	۳۶/۰
سردرگمی هویت ۶	۷۶/۰	۵۷/۰	۰۹/۰	۲۸/۸	۳۲/۰

 

ادامه جدول ۲۳ـ۳

پارامتر نشانگرها		برآورد پارامتر b	پارامتر استاندارد‎ شده B		خطای معیار		t		مجذور همبستگی چندگانه
رفتار مشکل‎آفرین
رفتار پرخاشگرانه(گزارش نوجوان)		۲۳/۴	۸۳/۰		۲۹/۰		۴۰/۱۴		۶۹/۰
رفتار نقض قانون(گزارش نوجوان)		۷۵/۱	۷۷/۰		۱۴/۰		۹۱/۱۲		۵۹/۰
مشکلات توجه(گزارش نوجوان)		۷۳/۲	۸۰/۰		۲۰/۰		۵۲/۱۳		۶۳/۰
رفتار پرخاشگرانه(گزارش والد)		۷۹/۱	۳۳/۰		۳۷/۰		۷۸/۴		۱۱/۰
رفتار نقض قانون(گزارش والد)		۵۳/۰	۳۸/۰		۰۹/۰		۵۷/۵		۱۵/۰
مجذور خی	درجه آزادی	سطح معناداری		RMSEA		CFI		SRMR		PGFI
۴۳/۷۲۱	۴۱۳	۰۰۰۱/۰		۰۵۷/۰ ۰۶۴/۰؛۰۵۰/۰		۹۳/۰		۰۶۹/۰		۶۹/۰

 

نتایج جدول ۲۳ـ۳ حاکی از آن است که کلیه  ضرایب برآورد شده مسیر در الگوی اندازه‎گیری دختران از لحاظ آماری معنادارند. اندازه‎های پارامتر استاندارد‎شده برای هر یک از نشانگرها، نشان‎دهنده قدرت بار عاملی آنها بر متغیرهای نهفته مربوط است و مقادیر t بزرگ‎تر از ۲ معناداری این سهم را نشان می‎دهد. اندازه‎های شاخص‎های برازندگی مبین برازش مناسب الگوی اندازه‎گیری است.

 

۷ـ۳ الگوی اندازه‎گیری پسران

الگوی تحلیل عاملی تأییدی کل متغیرها در نمونه پسران نیز با بهره گرفتن از برنامه لیزرل اجرا شد. نتایج این تحلیل در جدول ۲۴ـ۳ ارائه شده است.

 

جدول ۲۴ـ۳٫ الگوی اندازه‎گیری در نمونه پسران

پارامتر     نشانگرها	برآورد پارامتر b	پارامتر استاندارد شده B	خطای معیار	t	مجذور همبستگی چندگانه
کنش‎وری خانوادگی(گزارش نوجوان)
حمایت خانواده	۳۷/۱	۵۹/۰	۱۵/۰	۸۵/۸	۳۴/۰
ارتباط والدـ نوجوان	۲۶/۴	۶۲/۰	۴۵/۰	۴۲/۹	۳۸/۰
دل‎مشغولی والدین	۷۲/۱	۵۴/۰	۲۱/۰	۰۸/۸	۲۹/۰
والدگری مثبت	۳۱/۱	۴۴/۰	۲۰/۰	۵۰/۶	۲۰/۰

 

ادامه جدول ۲۴ـ۳

پارامتر     نشانگرها	برآورد پارامتر b	پارامتر استاندارد شده B	خطای معیار	t	مجذور همبستگی چندگانه
کنش‎وری خانوادگی(گزارش والد)
حمایت خانواده	۶۰/۰	۳۳/۰	۱۲/۰	۷۹/۴	۱۱/۰
ارتباط والدـ نوجوان	۳۰/۵	۶۹/۰	۵۰/۰	۶۶/۱۰	۴۸/۰
دل‎مشغولی والدین	۹۰/۳	۸۲/۰	۳۱/۰	۷۰/۱۲	۶۷/۰
والدگری مثبت	۳۵/۱	۶۱/۰	۱۴/۰	۳۷/۹	۳۸/۰
کنش‎وری مدرسه
پیوند با مدرسه	۶۰/۰	۵۹/۰	۰۷/۰	۰۹/۸	۳۵/۰
پیوند با مدرسه	۴۷/۰	۵۰/۰	۰۷/۰	۷۹/۶	۲۵/۰
حمایت معلم	۶۶/۰	۵۴/۰	۰۹/۰	۳۱/۷	۲۹/۰
حمایت معلم	۷۰/۰	۵۶/۰	۰۹/۰	۶۸/۷	۳۲/۰
حمایت همسال
حمایت همسال۱	۰۸/۲	۷۸/۰	۱۵/۰	۷۵/۱۳	۶۱/۰
حمایت همسال۲	۹۷/۱	۷۷/۰	۱۵/۰	۴۴/۱۳	۵۹/۰
حمایت همسال۳	۵۸/۲	۷۸/۰	۱۹/۰	۸۱/۱۳	۶۱/۰
حمایت همسال۴	۵۰/۱	۵۹/۰	۱۶/۰	۵۵/۹	۳۵/۰
حمایت همسال۵	۵۸/۱	۶۲/۰	۱۶/۰	۱۴/۱۰	۳۹/۰
انسجام هویت
انسجام هویت ۱	۶۸/۰	۵۶/۰	۰۹/۰	۹۸/۷	۳۱/۰
انسجام هویت ۲	۴۹/۰	۴۴/۰	۰۸/۰	۱۲/۶	۱۹/۰
انسجام هویت ۳	۶۹/۰	۶۴/۰	۰۷/۰	۳۱/۹	۴۱/۰
انسجام هویت ۴	۷۱/۰	۶۲/۰	۰۸/۰	۹۵/۸	۳۸/۰
انسجام هویت ۵	۶۹/۰	۵۷/۰	۰۹/۰	۱۱/۸	۳۲/۰
سردرگمی هویت
سردرگمی هویت ۱	۶۰/۰	۵۹/۰	۰۷/۰	۰۵/۸	۳۵/۰
سردرگمی هویت ۲	۶۴/۰	۴۶/۰	۱۰/۰	۲۰/۶	۲۱/۰
سردرگمی هویت ۳	۶۴/۰	۵۴/۰	۰۹/۰	۳۶/۷	۳۰/۰
سردرگمی هویت ۴	۷۴/۰	۵۲/۰	۱۱/۰	۰۴/۷	۲۷/۰
رفتار مشکل آفرین
رفتار پرخاشگرانه(گزارش نوجوان)	۷۸/۴	۹۲/۰	۲۸/۰	۸۵/۱۶	۸۴/۰
رفتار نقض قانون(گزارش نوجوان)	۹۴/۱	۷۵/۰	۱۵/۰	۰۵/۱۳	۵۷/۰
مشکلات توجه(گزارش نوجوان)	۲۷/۲	۶۹/۰	۲۰/۰	۵۶/۱۱	۴۷/۰
رفتار پرخاشگرانه(گزارش والد)	۴۰/۱	۳۱/۰	۳۰/۰	۶۸/۴	۰۹/۰
رفتار نقض قانون(گزارش والد)	۳۲/۰	۲۳/۰	۰۹/۰	۵۰/۳	۰۵/۰

 

ادامه جدول ۲۴ـ۳

مجذور خی	درجه آزادی	سطح معناداری	RMSEA	CFI	SRMR	PGFI
۶۱/۸۳۲	۴۱۳	۰۰۰۱/۰	۰۶۴/۰ ۰۷۰/۰؛۰۵۸/۰	۸۸/۰	۰۷۹/۰	۶۸/۰

 

همان‎طور که در جدول ۲۴ـ۳ نشان داده شده است، کلیه ضرایب برآورد شده مسیر در الگوی اندازه ـ گیری پسران از لحاظ آماری معنادارند. اندازه‎های پارامتر استاندارد‎شده برای هر یک از نشانگرها، نشان‎دهنده قدرت بار عاملی آنها بر متغیرهای نهفته مربوط است و مقادیر t بزرگ‎تر از ۲ معناداری این سهم را نشان می‎دهد. اندازه‎های شاخص‎های برازندگی مبین برازش قابل قبول الگوی اندازه‎گیری است.

از آنجا که الگوی اندازه‎گیری برای نمونه کلی، نمونه دختران و نمونه پسران با داده‎ها برازش مناسب و یا قابل قبولی داشتند، در وهله بعد الگوی ساختاری آنها مورد برازش قرار گرفت که در فصل چهارم به آنها خواهیم پرداخت. در شکل ۲ـ۳، الگوی پیشنهادی پژوهش همراه با متغیرهای مشاهده‎شده هر یک از متغیرهای نهفته به تصویر کشیده شده است.

 

کنش‎وری خانوادگی ( گزارش نوجوان)

کنش‎وری خانوادگی ( گزارش والد)

کنش‎وری مدرسه

حمایت همسال

انسجام هویت

سردرگمی هویت

رفتار مشکل‎آفرین

شکل ۲-۳٫ الگوی پیشنهادی پژوهش همراه با متغیرهای مشاهده‎شده هر یک از متغیرهای نهفته

مهارت های زندگی

در ۵۰ سال گذشته شاهد تحولات عظیمی بوده ایم ، که طبیعتاً بر شیوه ی زندگی ما تأثیر گذاشته است و ما را با مسائل جدیدی مواجه کرده است . علی رغم پیشرفت های علمی و صنعتی ، به نظر می رسد که توانایی ما در رویارویی با مسائل فردی و اجتماعی کمتر شده است . به طوری که خوب ارتباط برقرار نمی کنیم ، احساساتمان را نمی توانیم بیان یا کنترل کنیم ، و با مشکلاتمان برخورد مناسبی نمی کنیم . از طرفی دیگر آداب و روش های سنتی کنار آمدن با مسائل گوناگون زندگی را هم کم کم فراموش کرده ایم . پر رنگ شدن   آسیب های اجتماعی هم شاید به همین دلیل باشد . در همین راستا ، برنامه ی آموزش    مهارت های زندگی در پی آن است تا تقویت برخی از این توانایی و مهارت ها را ایجاد کند . ما برای انجام هر کاری باید یک چیزهایی را خوب بلد باشیم . در واقع باید مهارت هایی را داشته باشیم  ( نوری قاسم آبادی و محمدخانی ، ۱۳۷۹ ) .

انسان ها برای مقابله سازگارانه با موقعیت های تنش زا و کشمکش های زندگی نیاز به آموختن برخی مهارت ها دارند. متخصصان علوم اقتصادی معتقدند یکی از مؤثرترین       برنامه هایی که به افراد کمک می کند تا زندگی بهتر و سالم تری داشته باشند برنامه مهارت های زندگی است .

۱ – ۲ : مهارت های زندگی

مهارت های زندگی عبارتند از : مجموعه ای از توانایی ها که زمینه سازگاری و رفتار مثبت و مفید را فراهم می آورند. این توانایی ها فرد را قادر می سازند که مسئولیت های نقش اجتماعی خود را بپذیرد و بدون لطمه زدن به خود و دیگران با خواست ها، انتظارات، مشکلات روزانه، به ویژه در روابط بین فردی به شکل مؤثری روبه رو شود.

مهارت های زندگی شخص را قادر می سازد تا دانش، نگرش  و ارزش های وجودی خود را به توانایی های واقعی و عینی تبدیل کند و بتواند از این توانایی ها در استفاده ی  صحیح تر نیروهای خود بهره گیرد و زندگی مثبت و شادابی را برای خود فراهم سازد             ( طارمیان ، ۱۳۷۹ ) .

انسان دنیای امروز به لحاظ پیچیدگی های زندگی، وسعت و سرعت تغییرات، با مسائل و بحران های متعددی مانند بحران جمعیت، بحران سلامتی و تغذیه، مشکلات خانوادگی، اشتغال والدین در بیرون از خانه و… روبروست. هر کدام از این بحران ها مشکلاتی را بر چگونگی زندگی افراد و رفتارهای اجتماعی و فردی آنها تحمیل می کند .آموزش        مهارت های زندگی فرد را برای غلبه بر تنش ها ومشکلات پیش رو که خواست فرد و جامعه است آماده می کند .

منظور از مهارت های زندگی آن نوع توانایی های شناختی، عاطفی و عملی است که برای موفقیت و احساس شادمانی در زندگی روزمره و معمول و عادی مورد نیاز می باشد . آموزش مهارت های زندگی به فرزندان ما کمک می کند که در ایجاد روابط دوستانه و حفظ آن با خانواده و سایرین، خودشناسی، تعیین هدف و تصمیم گیری، حفظ ارزش های خود، کنترل خشم، مراقبت از سلامتی خود و در نهایت تلاش برای یک زندگی سالم و موفق مهارتهای مورد نیاز را کسب کند و منظور از کسب مهارتهای زندگی تعمیق باورهای دینی، تقویت مهارتهای اجتماعی و فردی، رشد روحیه علاقمندی به جلوه های طبیعی و گسترش روحیه نشاط و شادابی در زندگی افراد می باشد. مهارتهای زندگی عبارتند از توانایی های رفتار سازگارانه و مثبت که فرد را قادر به مقابله مؤثر با خواسته ها و چالش های زندگی روزمره می سازند . این مهارتها فرد را قادر می سازد نگرش ها و ارزش ها را به توانایی های واقعی و عینی تبدیل کند. او یاد می گیرد چه کاری را باید انجام دهد و چگونه انجام دهد. هدف از آموزش مهارت ها از الزامات و نیازهای روزمره زندگی استخراج می شود و مربوط به زندگی روزمره و عادی است؛ لذا مهارت های شناختی مربوط به حوزه های دیگر علمی اگرچه ممکن است در زندگی عادی هم کاربرد داشته باشند ولی جزء آن محسوب نمی شوند. برای مثال نوع حل مسئله در ریاضیات یا ادبیات با مسائل اجتماعی و مسائل روزمره زندگی متفاوت می باشند در اینجا موضوع مهارت ها به مسائل زندگی روزمره و سازگاری با خود، جامعه و محیط می پردازد .

مهارت های زندگی به عنوان توانایی ها و دانش ها و نگرش ها و رفتارهایی تعریف می شوند که جهت شادمانی و موفقیت در زندگی آموخته می شوند، از طریق رشد این مهارتها افراد یاد می گیرند که به راحتی با دیگران زندگی کنند احساس خود را با امنیت خاطر بیان کنند و زندگی را دوست داشته باشند مهارت های زندگی یعنی ایجاد روابط بین فردی مناسب و مؤثر، انجام مسئولیت های اجتماعی، انجام تصمیم گیریهای صحیح و حل تعارض ها و کشمکش ها بدون توسل به اعمالی که به خود و یا دیگران صدمه می زنند. . سازمان جهانی بهداشت اصطلاح مهارت های زندگی را در سه مقوله گنجانده است .

¤ مهارت های زندگی به عنوان مهارت های مراقبت ازخود مانند مصرف غذای سالم و رعایت بهداشت…

¤ مهارت های زندگی به عنوان امرار معاش مانند اینکه فرد چگونه مشغول کار          می شود.

¤ مهارت های زندگی به عنوان آن نوع مهارت هایی که به موقعیت های پرخطر زندگی مربوط می شوند مانند توانائی نه گفتن در مقابل فشار جمع جهت استفاده از مواد مخدر.

با توجه به اینکه مخاطبان ما نوجوانان می باشند با توجه به ویژگی های بارز رشدی آنها، به نمونه هایی از مهارت زندگی و لزوم آموزش آنان به نوجوانان اشاره می شود .

• نوجوان به بلوغ جسمی رسیده است، آهنگ رشد جسمی او سریعتر می گردد تغییرات جسمی نوجوان را غافلگیر کرده و موجب ایجاد اضطراب و استرس در آنها می شود، آموزش مهارت بهداشت جسمی و روانی، مهارت چگونگی مقابله موثر با استرس و اضطراب، رعایت مسائل بهداشتی، تغذیه و کنارآمدن با مسائل بلوغ لزوم آموزش مهارت خودآگاهی، ایجاد هویت جنسی، اخلاق جنسی، بهداشت جسم و روانی ضروری می باشد .

 

 

هر کس خودش را شناخت خدایش را شناخت . (مهارت خودآگاهی) علی(ع)

- نوجوان به تفکر صوری می رسد، آگاهی از زندگی، پیش بینی آینده،        تصمیم گیری، فرمول بندی و جستجو راه حل برای مسائل، توجه به ممکنات و آزمون فرضیه ها از مشخصه های تفکر صوری است لذا آموزش مهارت زندگی تصمیم گیری و مهارت زندگی حل مسئله را می طلبد ( مراد نژاد ، ۱۳۸۵ ) .

اصطلاح مهارتهای زندگی به گروه بزرگی از مهارتهای روانی ـ اجتماعی و بین فردی گفته می شود که می تواند به افراد کمک کند تا تصمیماتشان را با آگاهی اتخاذ کنند، بطور مؤثر ارتباط برقرار کنند، مهارتهای مقابله و مدیریت شخصی خود را گسترش دهند و می تواند  موجب زندگی سالم و بارآور  شود. مهارتهای زندگی می توانند ، اعمال شخصی و اعمال مربوط به دیگران و نیز اعمال مربوط به محیط اطراف را طوری هدایت کنند که به سلامت بیشتر منجر شوند و سلامت بیشتر یعنی آسایش بیشتر جسمانی، روانی و اجتماعی  ( یونیسف[۱] ، ۲۰۰۳ ) .

مهارتهای زندگی توانایی های روانی و اجتماعی برای رفتار سازگارانه و اثر بخش هستند که افراد را قادر می سازد تا بطور مؤثری با مقتضیات و چالش های زندگی روزمره مقابله کنند. آموزش این مهارتها موجب ارتقای رشد شخصی و اجتماعی، محافظت از حقوق انسانها و پیشگیری از مشکلات روانی ـ  اجتماعی می شود ( سازمان بهداشت جهانی[۲] ، ۱۹۹۷؛ ترجمه فتحعلی لواسانی، ۱۳۷۸ ) .

مهارتهای زندگی لازمه موفقیت در زندگی هستند. موفقیت زندگی را می توان با بهره گرفتن از ملاکهای بیرونی و درونی ارزشیابی نمود. ملاکهای بیرونی شامل سطح تحصیلات، وضعیت شغلی، سطح درآمد ، بهداشت روانی و جسمانی ، روابط موفق با همسر و دیگران ، رفتار اخلاقی خوب، مشارکت در جامعه و موفقیت در رسیدن به اهداف شخصی هستند. ملاکهای درونی به اهداف و ارزشهای افراد بستگی دارند. بطور خلاصه می توان موفقیت های زندگی را به دو دسته عمده مشارکت در جامعه و شاد بودن و تندرستی تقسیم نمود                ( استیونس[۳] و استیونس ، ۲۰۰۰ ) . بنابراین، می توان مهارتهای زندگی را چنین تعریف کرد: مجموعه مهارتهای عاطفی ، شناختی و اجتماعی که به افزایش اثر بخشی در عملکرد و       نتیجه ی مطلوب منجر شده و باعث موفقیت در زندگی می شوند .

۱- Unicef

۲-  سازمان بهداشت جهانی : (WHO)یک سازمان بین الملی است که تمام کشورهای جهان در آن عضومی باشند و در      زمینه های بهداشت جسمانی و روانی در تمام کشورها فعالیت می کند .

۱- Stevens