ویژگیهای روانسجی مقیاس شناخت اجتماعی در بین دانش آموزان
محورهای موضوعی : روان سنجیمعصومه پاشانجاتی 1 , رضا نیک بخش 2 , فریده شریفی فر 3
1 - دانشکده تربیت بدنی دانشگاه ازاد تهران جنوب
2 - دانشیار، گروه تربیت بدنی، دانشکده تربیت بدنی، دانشگاه آزاد اسالمی، واحد تهران جنوب، تهران، ایران
3 - 3. استادیار، گروه تربیت بدنی، دانشکده تربیت بدنی، دانشگاه آزاد اسلامی، واحد تهران جنوب، تهران، ایران
کلید واژه: شناخت اجتماعی, اعتباریابی, روانسنجی,
چکیده مقاله :
این پژوهش با هدف بررسی ویژگیهای روانسنجی مقیاس شناخت اجتماعی در بین دانش آموزان انجام گرفت. این مطالعه در بین دانش آموزان شهر تهران انجام گرفت. با استفاده از جدول مورگان و روش نمونهگیری دردسترس تعداد 307 نفر به عنوان نمونهی آماری انتخاب گردید. ابزار مورد استفاده در این مطالعه پرسشنامهی پارنل(2016) بود. تمام عبارتهای مقیاس ازنظر متخصصان تأثیر بیشتر از 5/1 دارند. نتایج نسبت روایی محتوا با نظر 15 تن از متخصصان 59/0 و شاخص روایی محتوا نیز 79/0 تا 81/0 به دست آمد. نتایج آزمون کرویت بارتلت بیان کننده همبستگی معنادار کافی بین سؤالات بود (۰۰۱/۰>P، 917/12952=Chi-square). همچنین نتایج به دست آمده از ملاک کیسر نشان داد بارهای عاملی برای هر ۶ عامل بزرگتر از 40/0 بوده که در کل 252/70 درصد از واریانس کل را تبیین میکند. تحلیل عاملی تائیدی نشان داد که شاخصهای روایی همگرا در ابعاد ششگانه مقیاس مورد مطالعه بیشتر از 5/0 میباشد. همچنین روایی واگرا نشان داد که میانگین واریانس استخراج شده هر کدام از ابعاد، بیشتر از بالاترین همبستگی آن با سایر سازههای مقیاس مورد مطالعه است. نتایج ضرایب آلفای کرونباخ و پایایی مرکب، به ترتیب بیشتر از 7۰/0و ۸۰/۰ برای این پرسشنامه به دست آمد. به طور کلی میتوان گفت مقیاس شناخت اجتماعی از اعتبار کافی برای سنجش برخوردار است.
The aim of this study was to investigate the psychometric properties of the Social Cognition Scale among students. This study was performed among students in Tehran. Using Morgan table and available sampling method, 307 people were selected as a statistical sample. The instrument used in this study was the Parnell Questionnaire (2016). All scale expressions have an impact of more than 1.5 according to experts. The results of content validity ratio with the opinion of 15 experts were 0.59 and content validity index was 0.79 to 0.81. The results of Bartlett sphericity test showed a sufficiently significant correlation between the questions (P <0.001, Chi-square = 12952/917). Also, the results obtained from Kaiser criterion showed that the factor loads for all 6 factors were greater than 0.40, which explains 70.252% of the total variance. Confirmatory factor analysis showed that the convergent validity indices in the six dimensions of the studied scale are more than 0.5. Also, divergent validity showed that the mean variance extracted from each dimension is higher than its highest correlation with other constructs of the studied scale. The results of Cronbach's alpha coefficients and composite reliability were more than 0.70 and 0.80 for this questionnaire, respectively. In general, it can be said that the scale of social cognition is sufficiently valid for measurement
_||_
ویژگیهای روانسجی مقیاس شناخت اجتماعی در بین دانش آموزان
معصومه پاشانجاتی1، رضا نیکبخش2*، فریده شریفیفر3
1. دانشجوی دکتری، گروه تربیت بدنی، دانشگاه آزاد اسلامی، واحد تهران جنوب، تهران، ایران
2. دانشیار، گروه تربیت بدنی، دانشکده تربیت بدنی، دانشگاه آزاد اسلامی، واحد تهران جنوب، تهران، ایران
3. استادیار، گروه تربیت بدنی، دانشکده تربیت بدنی، دانشگاه آزاد اسلامی، واحد تهران جنوب، تهران، ایران
ایمیل: nikbakhsh_reza@yahoo.com
چکیده:
این پژوهش با هدف بررسی ویژگیهای روانسنجی مقیاس شناخت اجتماعی در بین دانش آموزان انجام گرفت. این مطالعه در بین دانش آموزان شهر تهران انجام گرفت. با استفاده از جدول مورگان و روش نمونهگیری دردسترس تعداد 307 نفر به عنوان نمونهی آماری انتخاب گردید. ابزار مورد استفاده در این مطالعه پرسشنامهی پارنل(2016) بود. تمام عبارتهای مقیاس ازنظر متخصصان تأثیر بیشتر از 5/1 دارند. نتایج نسبت روایی محتوا با نظر 15 تن از متخصصان 59/0 و شاخص روایی محتوا نیز 79/0 تا 81/0 به دست آمد. نتایج آزمون کرويت بارتلت بیان کننده همبستگی معنادار کافی بین سؤالات بود (۰۰۱/۰>P، 917/12952=Chi-square). همچنین نتایج به دست آمده از ملاک کیسر نشان داد بارهای عاملی برای هر ۶ عامل بزرگتر از 40/0 بوده که در کل 252/70 درصد از واریانس کل را تبیین میکند. تحلیل عاملی تائیدی نشان داد که شاخصهای روایی همگرا در ابعاد ششگانه مقیاس مورد مطالعه بیشتر از 5/0 میباشد. همچنین روایی واگرا نشان داد که میانگین واریانس استخراج شده هر کدام از ابعاد، بیشتر از بالاترین همبستگی آن با سایر سازههای مقیاس مورد مطالعه است. نتایج ضرایب آلفای کرونباخ و پایایی مرکب، به ترتیب بیشتر از 7۰/0و ۸۰/۰ برای این پرسشنامه به دست آمد. به طور کلی میتوان گفت مقیاس شناخت اجتماعی از اعتبار کافی برای سنجش برخوردار است.
کلید واژهها: اعتباریابی، روانسنجی، شناخت اجتماعی
Abstract
The aim of this study was to investigate the psychometric properties of the Social Cognition Scale among students. This study was performed among students in Tehran. Using Morgan table and available sampling method, 307 people were selected as a statistical sample. The instrument used in this study was the Parnell Questionnaire (2016). All scale expressions have an impact of more than 1.5 according to experts. The results of content validity ratio with the opinion of 15 experts were 0.59 and content validity index was 0.79 to 0.81. The results of Bartlett sphericity test showed a sufficiently significant correlation between the questions (P <0.001, Chi-square = 12952/917). Also, the results obtained from Kaiser criterion showed that the factor loads for all 6 factors were greater than 0.40, which explains 70.252% of the total variance. Confirmatory factor analysis showed that the convergent validity indices in the six dimensions of the studied scale are more than 0.5. Also, divergent validity showed that the mean variance extracted from each dimension is higher than its highest correlation with other constructs of the studied scale. The results of Cronbach's alpha coefficients and composite reliability were more than 0.70 and 0.80 for this questionnaire, respectively. In general, it can be said that the scale of social cognition is sufficiently valid for measurement.
Keywords: validation, psychometrics, social cognition
مقدمه:
در مدل شناختی – اجتماعی انتظارات خودکارآمدی به قضاوتهای فردی درباره توانایی خود برای اجرا و سازماندهی عمل مورد نیاز برای انجام انواع کارها معین برمیگردد(بندورا1، ۱۹۸۶). و احیای قدرت برای تولید اثر بر بنیاد عمل شخصی است(بونیتز، لارسن و آرمسترانگ2،۲۰۱۰). در این مدل این متغیر، گروه پویایی از باورها را دربر میگیرد که در طب زمان تغییر میکند. این مجموعه در تعامل با شخص، عملکرد رفتار و عوامل محیطی بوده و با کسب تجربیات توفیق و شکست تغییر میکند(لنت، براون و هاکت3، ۱۹۹۴). این مدل توضیح می‌دهد که چگونه افراد الگوهای خاص رفتاری را به دست آورده و حفظ میکنند، علاوه بر این، اساس و شالودۀ استراتژیهای مداخله را فراهم میکند. این تئوری استدلال میکند که محیط با محدود کردن و تغییر باورها بر رفتار افراد تأثیر میگذارد (باندورا، 1997). این نظریه آشکارا بیان میکند که رفتار نه صرفاً محصول عواملی درونی و نه حاصل شرایط محیط است، بلکه افراد خود بر آنچه انجام میدهند، ویژگیهای فردی آنها، نوع پاسخشان به محیط و حتی شرایط محیطی موجود اثرگذار هستند (نجاتی و همکاران، ۱۳۹۷). نظریهی شناختی اجتماعی تأکید دارد که خصوصیات فردی و محیطی بر رفتار فرد اثرگذار هستند. همچنین این نظریه اعتقاد به تقابلهای دوسویهی شخص، رفتار و محیط دارد. این نظریه ضمن بیان عوامل پیشبینی کننده و اصول مؤثر در شکلگیری رفتار، راهکارهایی را در جهت ایجاد تغییر رفتار ارائه می‌دهد(هاولی و گلدهوف4، 2012). درحالی‌که بیشترین مدلهای ارتقای سلامت فقط پیشبینی کنندهی رفتار سالم هستند و نمیتوانند چگونگی تغییر رفتار سلامت را توضیح دهند. درواقع این نظریه هم تلاش کرده است هم پیشبینی کنندهها و هم اصولی را که آن رفتارها شکل میگیرند و چگونگی انگیزش و هدایت قادرسازی افراد را برای تطابق با رفتار ارتقا دهند معرفی کند(نجاتی و همکاران، ۱۳۹۷). اين تئوري به‌عنوان يك چارچوب نظري مناسب براي استفاده در برنامههاي تغيير رفتار، مورداستفاده قرارگرفته است که رفتار انسان را به‌صورت برهمکنش پويا و متقابل بين سه عامل رفتاري، فردي و محيط بيان ميكند، بنابراين تغيير در هر يك از سه عامل محيط، عوامل فردي و يا رفتار ميتواند سبب تغيير در دو عامل ديگر شود. عوامل محيطي (محيط اجتماعي) عواملي هستند كه بر رفتار فرد اثر ميگذارند، اما بهطور فيزيكي جزئي از فرد نيستند(باکوپولو و دوکارل5، 2016). محيط اجتماعي شامل اعضاي خانواده، دوستان، همسالان و همكاران ميباشد. در اين مورد، يادگيري مشاهدهاي، يا به عبارت ديگر يادگيري يك رفتار از طريق مشاهده انجام آن رفتار توسط شخص ديگر از سازههاي مهم اين نظريه محسوب ميشود(کامینگ6، 2015). همچنين از عوامل محيطي ميتوان به حمايت اجتماعي اشاره نمود (موسوی و همکاران، 1395). شناخت اجتماعي سازهاي چندبعدي است كه به پردازش اطلاعات مرتبط با تعاملات بينفردي و بهطور خاص نظريه ذهن، تصميمگيري، همدلي و پردازش هيجان ديگران اشاره دارد(کانتر7، 2010). این سازه، در مورد انسان و امور انسانی است و به معنی شناخت مردم و اعمال آنها است(پینکهام و همکاران8، 2011). شناخت اجتماعی و روابط اجتماعی موفق مستلزم داشتن مکانیسمی خاص جهت درک حالتهای درونی دیگران و پردازش حالتهای ذهنی آنها است که نظریهی ذهن با دارا بودن این توانایی اختصاصی در تحول شناخت اجتماعی نقش حیاتی دارد(رازا و بلیر9، 2014). مشکلاتی که دانش آموزان در یادگیری تعاملها و شناخت اجتماعی از خود نشان میدهند معمولاً به فقدان مهارتهای لازم درزمینه‌ی پیش‌قدم بودن و نگهداشتن ارتباطهای اجتماعی مثبت برمیگردد(بائومینگرو همکاران، 2005). همچنین کارکردهای شناخت اجتماعی شامل خودآگاهی، نظریهی ذهن، تشخیص تهدید و خودتنظیمی است(تودورو و همکاران10، 2011). خلاء موجود در زمینه شناخت اجتماعی میتواند موجب اختلال در بسیاری از عملکردها مانند فعالیتهای تحصیلی میشود که تأثیر این خلاء بسیار چشمگیر است، زیرا نه‌تنها توانایی فرد در برقراری ارتباط با دیگران بلکه نگرش او از خویشتن را نیز زیر نفوذ خود قرار می‌دهد(کوتور وهمکاران11، 2011) نقص شناخت اجتماعی ممکن است موجب ایجاد یک چرخهی معیوب گردد که در اثر آن دانش آموزان به احتمال کمتری تعاملات اجتماعی سازنده را تجربه میکنند. علاوه بر آن این افراد در معرض خطر بیشتری برای ابتلا به سایر اختلالات روان‌شناختی مانند اختلالات خلقی و اضطرابی، اختلال شخصیت ضداجتماعی قرار دارند(نیجمیجر و همکاران12، 2008). شناخت پیامدهاي شناخت اجتماعی به‌عنوان یکی از جنبه‌های ضروري تحول نوجوانان واجد اهمیت زیادي است(بلیکمور و چودهاری13، 2006). چرا که تعاملات اجتماعی، مشارکت و انگیزه یادگیري مؤلفههاي مهمی در آموزش امروزي هستند، بنابراین انتظار می‌رود رشد شناختی ـ اجتماعی افراد بر عملکرد تحصیلی آنها تأثیرگذار باشد(درکس و همکاران14، 2016). بر همین اساس لزوم اندازهگیری و شناسایی این سازه برای دانش آموزان و افرادی که با دانش آموزان سروکار دارند بسیار با اهمیت است. از سوی دیگر براي سنجش شناخت اجتماعی بر اساس بررسی پیشینه پژوهش‌های داخل و خارج محققان به این نتایج دست یافتند که ابزارهایی براي سنجش شناخت اجتماعی وجود دارد اما تاکنون ابزاري که به‌صورت خود سنجی بتواند ابعاد چندگانه شناخت اجتماعی را در یک آزمون بسنجد در داخل کشور اعتبار یابی نشده است و بیشتر ابزارهاي حوزه شناخت اجتماعی به‌صورت تکلیف محور و براي سنجش یک بعد از شناخت اجتماعی طراحی شده‌اند.
بهطور مثال رابرتز، فیزدون و تیک15(2011) ابزاري به نام پرسشنامه غربالگري شناخت اجتماعی (SCSQ)براي بررسی شناخت اجتماعی در بیماريهایی مانند اسکیزوفرنی طراحی کرده‌اند که شامل زیر مقیاس‌هایی براي سنجش حوزه‌های غیراجتماعی شناختی از قبیل حافظه کلامی و استنباط طرح‌واره‌ها و زیر مقیاس‌های حوزه‌های اجتماعی شناختی مانند نظریه ذهن، فراشناخت است. همچنین کامبس و همکاران16 (2007) ابزار AIHQ را براي بررسی سوگیري اسنادي طراحی کرده‌اند که 15 موقعیت اجتماعی را ارائه می‌دهد که فرد باید به این موقعیت‌ها پاسخ بدهد. درنهایت ابزار SFS که براي بررسی شناخت کارکردهای اجتماعی توسط بیرچوود و همکاران17(1990) ساخته شده است. با توجه به مطالبی که مطرح شد ابزارهایی که در زمینه شناخت اجتماعی ساخته و طراحی شده‌اند بیشتر به بررسی توانایی نظریه ذهن پرداخته‌اند و از بررسی دیگر ابعاد شناخت اجتماعی چشم‌پوشی شده است. بر این اساس ضرورت ترجمه و اعتبار یابی ابزاري در جهت سنجش شناخت اجتماعی در بین دانش آموزان بیش‌ازپیش نمایان میشود. بر همین اساس محققان در این پژوهش به اعتبار یابی پرسشنامهی پارنل18(2016) پرداختند. بهطور کلی تلاش محقق بر آن است که به استانداردسازی این ابزار وسیلهای برای سنجش کارکردهای شناخت اجتماعی در بین دانش آموزان بپردازد. به‌طورکلی با توجه به اينکه این ابزار در بین محققان به وفور مورداستفاده قرارگرفته است، از این‌رو بررسی روايی و اعتبار آن در گروه دانش آموزان ضروری است؛ و به دلیل اينکه موضوع مورد بررسی، جنبه اکتشافی دارد، لذا تهیه پاسخ برای پرسشهای زير نیز امری ضروری است:
آيا بین مجموعه پرسشهای پرسشنامهی پارنل (2016)؛که به‌منظور سنجش شناخت اجتماعی دانش آموزان تهیه شده است، هماهنگی درونی وجود دارد؟
آيا ابزار پرسشنامه پارنل (2016)؛ در بین دانش آموزان از روايی و پايايی کافی برخوردار است؟
آيا عاملهای به دست آمده از پرسشنامه پارنل (2016)؛ در بین دانش آموزان، با ساختارهای نظری آن مطابقت دارد؟
روششناسی پژوهش
در این پژوهش با توجه به تحلیل و رواسازی سؤالات مقیاس شناخت اجتماعی پارنل (2016) بر روی دانش آموزآن از پژوهش پیمایشی و مقطعی استفاده گردید. جامعۀ آماری این تحقیق را کلیۀ دانش آموزان دورهی متوسطۀ اول شهر تهران تشکیل دادند. بدین منظور ابتدا محقق 5 منطقۀ آموزش‌وپرورش شهر تهران (1، 2، 3، 4 و 5) را به دلیل داشتن بالاترین تعداد دانش آموزان انتخاب کرد و سپس به‌صورت نمونهگیری خوشهای از هر منطقه 5 مدرسه مقطع متوسطه اول انتخاب شدند و از هر مدرسه نیز به‌صورت تصادفی دانش آموزان به‌عنوان نمونه انتخاب شدند. تعداد دانش آموزان این مدارس درمجموع 1549 نفر بودند که بر اساس فرمول کوکران 307 نفر به‌عنوان نمونه آماری انتخاب شدند که درنهایت 290 نفر پرسشنامه قابل استفاده بود. ین پرسشنامه توسط پارنل (2016) و بر اساس مدل تئوری شناخت اجتماعی طراحی‌شده است که شامل 42 سؤال است و از 6 مؤلفه تشکیل‌شده است که عبارت‌اند از: باورها (سؤالات 1 تا 9)، مزایای فعالیت بدنی (سؤالات 10 تا 14)، حمایت اجتماعی (سؤالات 15 تا 17)، تسهیل سازها (سؤالات 16 تا 25)، موانع (سؤالات 26 تا 34)، خودکارآمدی موانع (سؤالات 35 تا 42). شرکت‌کنندگان به تمام سؤالات به جزء سؤالات 15 تا 17 از طریق لیکرت 5 درجهای به سؤالات پاسخ دادند و سؤالات 15 تا 17 به‌صورت دوگزینه‌ای بلی و خیر بود. این پرسشنامه توسط پارنل (2016) بر روی کودکان 7 تا 16 سال استفاده‌شده است و روایی آن از طریق روایی صوری و پایایی آن از طریق ضریب آلفای کرونباخ بررسی و میزان پایایی آن 78/0 گزارش‌شده است. در این پژوهش محققان پس از یافتن نسخهی اصلی پرسشنامه توسط متخصصان زبان انگلیسی ابتدا گویهها را به زبان فارسی ترجمه نموده و پس از آن دوباره از فارسی به انگلیسی و بالعکس باز ترجمه؛ و مغایرتی ازنظر مفهوم با پرسشنامه اصلی مشاهده نشد. سپس جهت ارزیابی روایی صوری و محتوایی پرسشنامه در اختیار اساتید و متخصصان مدیریت ورزشی برای اعمال نظرات قرار گرفت و پس از گردآوری نظرات افراد مذکور و اعمال تغییراتی در برخی از آیتمها، پرسشنامه در بین کارکنان وزارت ورزش و جوانان توزیع گردید. دادههای گردآوری‌شده با رویکرد تحلیل عاملی اکتشافی و تأئیدی و نرم‌افزارهای spss24 و lisrel 8.5 مورد تجزیه‌وتحلیل قرار گرفت.
روایی صوری مقیاس، بر اساس نگارش، جملهبندی و ظاهر منطقی توسط متخصصان مورد بررسی قرار گرفت. به همین منظور، روش تأثیر عبارت 19جهت بررسی هر یک از عبارات، در نظر گرفته شد(باقری و همکاران، 2015). برای این کار، از 10 تن از متخصصان و اعضای هیئت‌علمی درخواست شد که اهمیت هر یک از عبارتهای مقیاس در ۵ درجهای لیکرت را مشخص نمایند. نتایج این قسمت نشان داد که تمام عبارتهای مقیاس ازنظر متخصصان تأثیر بیشتر از 5/1 دارند و تائید شدند. برای اندازهگیری نسبت روایی محتوا، از جدول لاوشه20 استفاده شد. به این صورت که مقیاس پس از ترجمه به همراه اهداف پژوهش در اختیار 15 تن از مدرسین و متخصصان قرار گرفت. نسبت روایی محتوا برای هرکدام یک از عبارتهای مقیاس بیشتر از 59/0 حاصل و تائید شد. برای اندازهگیری شاخص روایی محتوا از روش والتز و باسل21 استفاده شد(یغمایی، 2003). لذا در این مطالعه مقیاس توسط 15 تن از مدرسین و متخصصان مورد ارزیابی قرار گرفت. در این شاخص ابتدا هر عبارت، بر اساس شاخص سه بخشی با چهار نمره(1 تا 4) ارزیابی گردید. در صورتی که نمره مربوط بودن عبارتها در مقیاس بیشتر یا مساوی 79/0 درصد بود، عبارت مورد نظر در مقیاس حفظ گردید. شاخص روایی محتوا برای تمام عبارتهای مقیاس شناخت اجتماعی بین 79/0 تا 81/0 دست آمد و مورد تائید قرار گرفت.
یافتهها
به‌منظور بررسی ساختار عاملی پرسشنامه شناخت اجتماعی در کار از روش تحلیل عاملی اکتشافی به شیوهی مؤلفههای اصلی با چرخش واریماکس استفاده گرفت و هدف از تحلیل عاملی اکتشافی وجود دارد که عبارت‌اند از: تعیین تعداد عاملهای مشترک که بر مجموعهای از عاملها اثرگذار است؛ تعیین شدت رابطهی بین هر عامل و هر متغیر مشاهده شده. در انجام تحلیل عاملی ابتدا باید از این مسئله اطمینان حاصل کنیم که آیا میتوان دادههای موجود را تقلیل، و به چندین عامل پنهانی کاهش داد و یا خیر؟ برای این مقصود از دو آزمون kmo برای برآوردن هدف اول تحلیل عاملی و بارتلت برای برآوردن هدف دوم تحلیل عاملی استفاده میکنیم که هر دو این آزمون نشان می‌دهد آیا دادههای مورد نظر برای تحلیل عاملی مناسب هستند یا خیر؟ نتایج به دست آمده جدول ۱ از آزمون کفایت نمونهگیری نشان داد که انجام تحلیل عاملی برای دادههای مورد نظر امکان پذیر بوده و میتوان دادهها را به یک سری عاملهای پنهان(مکنون) تقلیل داد. همچنین نتایج به دست آمده از آزمون بارتلت نشان داد که بین عاملهای مورد مطالعه همبستگی کافی و معنیداری وجود دارد.
جدول۱. نتایج آزمون kmo و بارتلت
آزمون کفایت نمونهگیری(kmo) | 961/0 | |
آزمون بارتلت | Chi square | 517/12952 |
درجهی آزادی | 990 | |
سطح معنیداری | 001/0 | |
یک تصمیم مهم در اجرای تحلیل عاملی نتایج مربوط به تعداد عاملهای قابل استخراج برای چرخش میباشد. جهت تعیین اینکه چند عامل مناسب برای چرخش وجود دارد از ملاکهای مختلفی همانند ملاک کیزر و نمودار سنگریزه استفاده‌شده است. بر پایه این ملاک عواملی که دارای ارزش ویژه یک و یا بیشتر از آن باشند به‌عنوان قابل استخراج تعیین میشوند. همان‌طور که در جدول(۲) نشان داده‌شده همانند نسخهی اصلی پرسشنامه 6 عامل دارای ارزش بزرگتر از یک بوده و قابل استخراج میباشند. نتایج به دست آمده از مقیاس کیزر و نمودار سنگریزه نشان می‌دهد که هر سه عامل به دست آمده درمجموع 252/70 درصد از واریانس کل آزمون را تبیین میکند.
جدول۲. واریانس استخراج‌شده با استفاده از مقادیر ویژه
| ارزشهای ویژه اولیه | عاملها | ||||
درصد تراکمی واریانس | درصد واریانس | ارزش ویژه | درصد تراکمی واریانس | درصد واریانس | ارزش ویژه | |
742/20 | 742/20 | 334/9 | 129/44 | 129/44 | 585/19 | ۱ |
259/36 | 518/15 | 983/6 | 243/58 | 114/14 | 351/6 | ۲ |
804/47 | 544/11 | 195/5 | 754/61 | 511/3 | 580/1 | ۳ |
833/57 | 029/10 | 513/4 | 989/64 | 235/3 | 456/1 | 4 |
084/66 | 251/8 | 713/3 | 858/67 | 869/2 | 291/1 | 5 |
252/70 | 168/4 | 876/1 | 252/70 | 395/2 | 078/1 | 6 |
شکل1. عاملهای استخراج‌شده با استفاده از نمودار سنگریزه
برای دستهبندی گویهها در بین عاملها، باید بر اساس بار عاملی آنها از چرخش واریماکس استفاده میگردد. نتایج به دست آمده از چرخش واریماکس نشان می‌دهد که 45 گویه پرسشنامه در 6 عامل دستهبندی شده و بارهای عاملی همهی آنها بیشتر از 40/ میباشد. به‌طوری که در عامل اول شش گویه، در عاملهای دوم و سوم به ترتیب سه گویه قرار گرفت.
درنهایت برای بررسی اینکه آیا تعداد عاملها و بارهای متغیرهایی که روی این عاملها اندازهگیری شده‌اند، با آنچه بر اساس تئوری و مدل نظری انتظار میرفت، تطابق دارد یا خیر از روش تحلیل عاملی تأئیدی(مرتبه دوم) استفاده شد. در این تحلیل پیش فرض اصلی محققان بر این است که هر عامل با زیرمجموعهی خاصی از شاخصها ارتباط دارد. در شکل ۲ نتایج به دست آمده از تحلیل عاملی تأئیدی و بارهای عاملی سؤالات بر روی هرکدام از عوامل ارائه‌شده است.
شکل2. خروجی نرم‌افزار لیزرل در حالت معناداری
جدول۴ نتایج تحلیل عاملی مقیاس شناخت اجتماعی را در قالب شاخصهای برازش نشان می‌دهد. این شاخص دربارهی اینکه مدلهای برازش یافته تا چه حد به برازندگی کامل نزدیک است اطلاعات مناسبی را فراهم میآورد(هومن، 1388). شاخصهای برازش مطلق شاخصهایی هستند که بر مبنای تفاوت واریانسها و کوواریانسها مشاهده شده بر مبنای پارامترهای مدل محاسبه میشود که در پژوهش حاضر از برازش مناسب و قویی برخوردار هستند. همچنین شاخصهای برازش تطبیقی، مدل پژوهش را با مدلی که در آن متغیرها از همدیگر مستقل هستند مورد مقایسه قرار می‌دهد و هر ۵ شاخص آن دارای برازش مطلوب و قوی میباشند. درنهایت شاخصهای برازش مقتصد که اثر مداخله خود را در مدل (آزاد گذاردن یک پارامتر برای برآورد) برای بهبود شاخصهای برازش مورد ارزیابی قرار دهند که برآورد مناسبی در این پژوهش دارند. بهطور کلی با توجه به دامنهی مطلوب شاخصهای مدل تجربی توسط دادههای پژوهش حمايت میشوند، به عبارت ديگر برازش دادههای مدل برقرار است و تمامی شاخصها دلالت بهر مطلوب بودن مدل اندازهگیری معنادار بودن شغل کارکنان وزارت ورزش و جوانان دارند. بر اين اساس تعداد معرفهایی که بر عام معناداری شغل با آنچه در بر اساس مدل نظری انتظار میرفت انطباق دارد.
جدول ۴. شاخص ارزیابی کلیت تحلیل عاملی تأئیدی عاملهای کار معنادار
شاخص | نام شاخص | اختصار | برازش قابل‌قبول | برآورد مدل |
شاخصهای برازش مطلق | سطح تحت پوشش کای دو | X2/df | 5 < | 65/1 |
شاخص نکویی برازش | GFI | 9/0< | 95/0 | |
شاخص نکویی برازش تعدیل شده | AGFI | 9/0< | 92/0 | |
شاخصهای برازش تطبیقی | شاخص برازش هنجار نشده | NNFI | 9/0< | 96/0 |
شاخص برازش هنجار شده | NFI | 9/0< | 95/0 | |
شاخص برازش تطبیقی | CFI | 9/0< | 96/0 | |
شاخص برازش نسبی | RFI | 9/0< | 94/0 | |
شاخص برازش فزاینده | IFI | 1-0 | 96/0 | |
شاخصهای برازش مقتصد | شاخص برازش مقتصد هنجار شده | PNFI | ۵/0< | 88/0 |
ریشه میانگین مربعات خطای برآورد | RSMEA | 1/0> | 11/0 |
بحث و نتیجهگیری
. موضوع شناخت اجتماعی و روابط اجتماعی موفق مستلزم داشتن مکانیسمی خاص جهت درک حالتهای درونی دیگران و پردازش ذهنی آنها است که نظریهی ذهن با دارا بودن این توانایی اختصاصی در تحول شناخت اجتماعی نقش حیاتی دارد(رازا و بیلر، 2014). سازه شناخت اجتماعی، همهی مهارتهای مورد نیاز کودکان را برای درک تمایلها، هیجانها و احساسهای کودکان را دربر گرفته و یک سازهی چندبعدی است که به پردازش اطلاعات مرتبط با تعاملات بین فردی و بهطور خاص نظریهی ذهن، تصمیمگیری، همدلی و پردازش هیجان دیگران اشاره دارد(کانتر، 2010). بر همین اساس شناسایی و سنجش این سازه در بین دانش آموزان نیاز به ابزارهای استانداردی دارد.این مطالعه با هدف بررسی ویژگیهای روانسجی مقیاس شناخت اجتماعی در بین دانش آموزان ایران انجام گرفت. یافتههای این مطالعه به نظر میرسد پشتیبانی تجربی برای اطمینان سازهی شناخت اجتماعی با 6 بعد باورها، مزایای فعالیت بدنی، حمایت اجتماعی، تسهیل سازها، موانع، خودکارآمدی را تائید نموده است. این نتیجه را میتوان به‌عنوان حمایت استفاده از این ابزار در حوزه روانشناسی دانش آموزان تبیین نمود. برای بررسی روایی سازه و پاسخ به این سؤال که پرسشنامه شناخت اجتماعی پارنل، 2016 از چند عامل اشباع‌شده است از روش تحلیل عاملی اکتشافی، تحلیل مؤلفههای اصلی(PC) استفاده شد.قبل از انجام تحلیل عاملی، کفایت نمونهگیری مطالعه با استفاده از اندازهی KMO و نیز در فرض صفر مبنی بر درست بودن ماتریس همسانی در جامعه به‌وسیله‌ی آزمون کرویت بارتلت اجرای تحلیل عاملی توجیهپذیر شد. با استفاده از روش چرخش واریماکس و با توجه به مفروضههای تحلیل عاملی و درصد تبیین واریانس و شیب نمودار سنگریزه درنهایت 6 عامل استخراج گردید.
ماتریس تحلیل عاملی نشان داد عامل باورها با 9 گویه همبستگی قوی و معنیداری دارد که با نسخهی اصلی ابزار نیز مطابقت دارد. باورها به زبان ساده همان تفکرات دانش آموزان میباشد که در ضمیر ناخودآگاه شکل میگیرند. درواقع باور فکری است که برای دانش آموزان بسیار تکرار شده و فکری که به‌عنوان یک باور برای افراد تبدیل‌شده زندگی و آینده دانش آموزان را شکل می‌دهد.
عامل دوم با 5 سؤال همبستگی دارد و بیانگر مزایای فعالیت بدنی در بین دانش آموزان میباشد. فعاليت بدني به‌عنوان يكي از شاخصهای سلامتي مطرح است و بسياري از پيشگامان تربیت‌بدنی بر اين باورند كه هدف اصلي برنامه‌های تربیت‌بدنی برای دانش آموزان آماده كردن آنها براي فعاليتهاي بدني مادام‌العمر ميباشد با توجه به اينكه فقر حركتي در سرتاسر گروه‌های سني رواج دارد ازاین‌رو به‌منظور افزايش سطوح فعالیت بدنی دانش‌آموزان، درك كاملي از فاكتورهاي شناختی بر مشاركت در فعالیتهای بدني ضروري به نظر ميرسد.
عامل سوم با 3 سؤال ارتباط دارد و بیانگر حمایت اجتماعی در دانش آموزان است. حمایت اجتماعی به منابع روانی و مادی ارائه‌شده توسط یک شبکهی اجتماعی برای کمک به افراد در مقابله با استرس اشاره دارد. حمایت‌های اجتماعی ممکن است در اشکال مختلف به‌وجود آید. برخی اوقات، ممکن است دانش‌آموز در انجام‌دادن کارهای مختلف روزانه یا بیماری یا نیاز مالی احتیاج به حمایت داشته باشد. در شرایط دیگر، ممکن است این حمایت درقالب یک مشاورۀ دوستانه به فردی که با مشکلی مواجه شده است باشد، و گاهی این موارد به‌سادگی شامل مراقبت، همدلی، و نگرانی برای عزیزان نیازمند باشد.
عامل چهارم با 9 سؤال ارتباط دارد که بیانگر تسهیلسازها هستند. عوامل تسهیلساز در شناخت اجتماعی دانش آموزان به‌عنوان یک عامل انگیزشی، عملکرد شخص را بهبود می‌بخشد، میتوان این احتمال را مطرح کرد که درجاتی از عوامل تسهیل ساز، میتواند باعث عملکرد بهتر در آنان شود.
عامل پنجم این پرسشنامه نیز با 9 سؤال ارتباط دارد که بیانگر موانع در شناخت اجتماعی دانش آموزان میباشد. موانع و مشکلات در سازه شناخت اجتماعی میتوان به ابعاد مختلفی تقسیم نمود که بخشی مربوط به خود دانش آموزان(مانند مشکلات جسمانی و ذهنی، مسئولیتهای خانوادگی، خجالتی بودن، علاقهمند نبودن) و بخشی دیگر نیز به عوامل بیرونی و اطرافیان دانش آموزان(مانند نبود امکانات، وجود شرایط اجتماعی بد، دوستان و والدین) نسبت داد.
عامل ششم این پرسشنامه نیز با 8 سؤال ارتباط داشت که بیانگر خودکارآمدی دانش آموزان میباشد. باورهای خودکارآمدی یا توانائی ادراک‌شده در موقعیت خاص، تأثیر گستردهای برانگیزش، حالات عاطفی و رفتار آدمی داشته و نوع فعالیتهای انتخابی او ، مقدار تلاش به کار گرفته‌شده ، مدت‌زمان ایستادگی در برابر موانع و محدودیت‌ها و واکنش‌های هیجانی فرد در موقعیت را تعیین میکند. به‌این‌ترتیب ، افراد برای انجام تکالیفی که در آن احساس توانایی یا شایستگی مینمایند ترغیب شده و از کارهایی که تصور ناکارآمدی یا ناتوانی در آن رادارند ، اجتناب مینمایند . اهمیت این باورها تا آن حد است که اثر مهارت‌ها، تجارب قبلی، تواناییهای ذهنی و تفاوت‌های جنسی در پیشرفت را کنترل میکند.
بهطور کلی مقیاس شناخت اجتماعی پارنل(2016) با دارا بودن پایایی و روایی مناسب در عبارتها و ابعاد نشان داد که از کفایت مورد نیاز برای استفاده در پژوهش برخوردار است. پیشنهاد میشود، پژوهشگران مدیریت و روانشناسی از مقیاس ذکرشده به‌عنوان یک ابزار مناسب جهت سنجش میزان شناخت اجتماعی دانش آموزان مورداستفاده قرار دهند.
منابع:
نجاتی، وحید، کمری، سامان، جعفری، صدیقه. (1397). ساخت و بررسی ویژگیهای روان سنجی پرسشنامه شناخت اجتماعی دانشجویان (شاد). دوفصلنامه علمی- پژوهشی شناخت اجتماعی، ۷(۲)، ۱۴۴-۱۲۳
موسوی، سیده متین، حسین خانزاده، ، عباسعلی، طاهر، محبوبه. (1395). مقایسه‌ی پردازش شناختی و شناخت اجتماعی در دانش‌آموزان با و بدون نارساخوانی، فصلنامه ناتوانی های یادگیری،6(2)، 152-131
1. Bagheri H, Yaghmaie F, Ashktrab T, Zayeri F. Investigating the psychometric characteristics of the disease-related anxiety questionnaire in patients with Heart failure.Journal of Psychiatry. 2015;2(1): 23-33
2. Bakopoulou, I., & Dockrell, J. E. (2016). The role of social cognition and prosocial behaviour in relation to the socio-emotional functioning of primary aged children with specific language impairment. Research in developmental disabilities, 49, 354-370.
3. Bandura, A. (1977). Self-efficacy: toward a unifying theory of behavioral change. Psychological review, 84(2), 191.
4. Bandura, A., Freeman, W., & Lightsey, R. (1999). Self-efficacy: The exercise of control. In: Springer.
5. Birchwood, M.; Smith, J.; Cochrane, R.; Wetton, S. & Copestake, S. (1990)."The Social Functioning Scale.The development and validation of a new scale of social adjustment for use in family intervention programmes with schizophrenic patients" .Br. J. Psychiatry, 157: 853–859.
6. Blakemore, S. J. & Choudhury, S. (2006). "Development of the adolescent brain:
Implications for executive function and social cognition". Journal of Child Psychology and Psychiatry,47, 296–312.
7. Bonitz, V. S., Larson, L. M., & Armstrong, P. I. (2010). Interests, self-efficacy, and choice goals: An experimental manipulation. Journal of Vocational Behavior, 76(2), 223-233.
8. Combs, D. R.; Penn, D. L.; Wicher, M. & Waldheter, E. (2007). "The Ambiguous
Intentions Hostility Questionnaire (AIHQ): A new measure for evaluating hostile
social-cognitive biases in paranoia". Cogn. Neuropsychiatry, 12, 128–143
9. Counture, S. M. (2010). How to reading and teach children and Teenager with dyslexia. Joss Ey Bass. United States: San Francisco.
10. Couture, S. M., Granholm, E. L., & Fish, S. C. (2011). A path model investigation of neurocognition, theory of mind, social competence, negative symptoms and real-world functioning in schizophrenia. Schizophrenia research, 125(2-3), 152-160.
11. Cummings, M. E. (2015). "The mate choice mind: studying mate preference,
aversion and social cognition in the female poeciliid brain". Anim Behav 103, 249-258
12. Derksa, J.; Jollesa, J.; Rijnc, J. V. & Krabbendama, L. (2016). "Individual differences in social cognition as predictors of secondary school performance". Trends in Neuroscience and Education, 1-7.
13. Hawley, P. H., & Geldhof, G. J. (2012). Preschoolers’ social dominance, moral cognition, and moral behavior: An evolutionary perspective. Journal of experimental child psychology, 112(1), 18-35.
14. Lent, R. W., Brown, S. D., & Hackett, G. (1994). Toward a unifying social cognitive theory of career and academic interest, choice, and performance. Journal of vocational behavior, 45(1), 79-122.
15. Nijmeijer, J. S.; Minderaa, R. B.; Buitelaar, J. K.; Mulligan, A.; Hartman, C. A. & Hoekstra, P. J. (2008). "Attentiondeficit/hyperactivity disorder and social dysfunctioning". Clinical Psychology Review. 28, 692-708.
16. Parnell, S. H. S. (2016). Social Marketing for Physical Activity and Health: Encouraging Patterns of Physical Activity in School Children.
17. Pinkham, A. E., Penn, D. L., Perkins, D. O., & Liverman, J. (2011). Implications for the Neural Basis of Social of cognition for the study of schizopherenia. The American Basis Journal of psychiatry, 29(1), 67- 80.
18. Razza, R. A., & Blair, C. (2014). Association among false -belief understanding, executive Function, and social competence: A longitudinal analysis. Journal of Applied Develop Psychology, 30(30), 332- 343.
19. Roberts, D. L.; Fiszdon, J. & Tek, C. (2011). "Initial validity of the Social Cognition Screening Questionnaire (SCSQ)". Schizophr. Bull, 37 (1), 280.
20. Todorov, A.; Fiske, S. T. & Prentice, D. A. (2011). Social Neuroscience: toward understanding the underpinnings of the social mind. Oxford University Press.
21. Yaghmaie F. Content validity and its estimation. Journal of Medical Education. 2003; 3(1): 25-28.
[1] Bandura
[2] Bonitz, V. S., Larson, L. M., & Armstrong
[3] Lent, R. W., Brown, S. D., & Hackett
[4] Hawley & Geldhof
[5] Bakopoulou & Dockrell
[6] Cummings
[7] Counture
[8] Pinkham
[9] Razza, R. A., & Blair
[10] Todorov et al
[11] Couture et al
[12] Nijmeijer et al
[13] Blakemore, S. J. & Choudhury
[14] Derksa et al
[15] Roberts, D. L.; Fiszdon, J. & Tek
[16] Combs
[17] Birchwood
[18] Parnell
[19] Item impact method
[20] Lawshe
[21] Waltz & Basel