Psychometric Properties of the Colorado Test (CLDQ) in the students of Roodehen male vocational schools in the academic year of 97-98
Subject Areas :
Ghadir Ghadiri Alamdari
1
,
Hossein Bigdeli
2
,
Reza Hosseinpour
3
1 - PhD candidate, Psychology and Guidance Department, Faculty of Humanities, Islamic Azad University Tehran North Branch, Tehran, Iran.
2 - Assistant Professor, Psychology Department, Faculty of Humanities, Islamic Azad University Tehran East Branch, Tehran, Iran.
3 - Assistant Professor, Educational Sciences Department, Faculty of Social and cultural sciences, Imam Hossein Comprehensive University, Tehran, Iran.
Keywords: Reliability, Validity, Psychometric properties, Colorado test,
Abstract :
The aim of this study was to investigate the psychometric properties of the Colorado test (CLDQ). Due to the nature of their field of study, vocational school students must have perseverance, focus on purpose, perceptiveness and deep problem-solving power in order to achieve the goals of vocational schools curricula. The research method was exploratory factor analysis. The statistical population included 367 students of Shahid Chamran and Ayatollah Rafsanjani male' vocational schools in the academic year of 97-98 in the city of Roodehen. After screening, 120 people were selected by convenience sampling. The validity of the Colorado questionnaire with Cronbach's alpha coefficient is 0.90 and using the retest method is 0.94, which indicates high internal consistency and reliability. Three factors were identified, which included all five factors of reading, social cognition, social anxiety, and spatial and mathematical problems. According to the obtained results, this scale has high validity and reliability and can be used as a useful self-assessment tool for learning disorders.
_||_
ویژگیهای روانسنجی آزمون كلورادو (CLDQ)
چکیده
پژوهش حاضر با هدف بررسی ویژگی¬های روانسنجی آزمون كلورادو (CLDQ) انجام شد. در این میان هنرجویان هنرستان¬ها به دلیل ماهیت رشته تحصیلی¬شان، بایستی از پشتکار، تمرکز بر هدف، تعمق و ژرف¬نگری و قدرت حل مسئله بالایی برخوردار باشند تا بتوانند به اهداف برنامه های درسی رشته¬های فنی و حرفه ای دست یابند. روش پژوهش، تحليل عاملی اکتشافی بود. جامعه آماری شامل 367 نفر از هنرجویان هنرستان های پسرانه شهید چمران و آیت الله رفسنجانی در سال تحصیلی 98-97 در شهر رودهن بود و بعد از غربالگری،120 نفر با نمونه گیری در دسترس انتخاب شدند. اعتبار پرسشنامه¬ كلورادو با ضریب آلفای کرونباخ برابر با 90/0 و با استفاده از روش بازآزمایی94/0 می باشد که نشان از همسانی درونی و پایایی بالا است. سه عامل را آشكار شد كه هر پنج عامل خواندن، شناخت اجتماعی، اضطراب اجتماعی و مشکلات فضایی و ریاضی را شامل می شود. با توجه به نتايج بدست آمده این مقیاس از روایی و پایایی بالایی برخوردار است و می تواند به عنوان یک ابزار خودسنجی مفید برای اختلالات یادگیری مورد استفاده قرار گیرد.
کلید واژهها: ویژگیهای روانسنجی، روایی، پایایی، آزمون كلورادو.
Psychometric Properties of the Colorado Test (CLDQ)
Abstract
The aim of this study was to investigate the psychometric properties of the Colorado test (CLDQ). Due to the nature of their field of study, vocational school students must have perseverance, focus on purpose, perceptiveness and deep problem-solving power in order to achieve the goals of vocational schools curricula. The research method was exploratory factor analysis. The statistical population included 367 students of Shahid Chamran and Ayatollah Rafsanjani male' vocational schools in the academic year of 97-98 in the city of Roodehen. After screening, 120 people were selected by convenience sampling. The validity of the Colorado questionnaire with Cronbach's alpha coefficient is 0.90 and using the retest method is 0.94, which indicates high internal consistency and reliability. Three factors were identified, which included all five factors of reading, social cognition, social anxiety, and spatial and mathematical problems. According to the obtained results, this scale has high validity and reliability and can be used as a useful self-assessment tool for learning disorders.
Keywords: Psychometric properties, validity, reliability, Colorado test.
مقدمه
دوره نوجواني از جمله حساس ترين و بحراني ترين دوره هاي تحولي هر انسان است. روسو، فيلسوف قرن هجدهم، معتقد بود که پيامد طبيعي طغيان زيستي بلوغ، افزايش تهييج پذيري، تعارض و مخالفت با بزرگسالان است (برک1، ترجمه سيد محمدي، 1397). در واقع نوجوانان به دليل دوره تحولي خاص خود، ناچارند با رويدادهاي انتقالي بسياري، از جنبه های زيست شناختی، تحصيلي و اجتماعي روبرو شوند(صالح زاده ابرقوئی، 1391). در این میان هنرجویان هنرستانها گروه کثیری از دانشآموزان نوجوان دوره متوسطه را تشکیل میدهند که به دلیل ماهیت رشته تحصیلیشان، بایستی از پشتکار، تمرکز بر هدف و تعمق و ژرفنگری و قدرت حل مسئله بالایی برخوردار باشند تا بتوانند به اهداف برنامه های درسی رشتههای فنی و حرفه ای دست یابند (معظم و براتعلی، 1397). یکی از مشکلاتی که در زمینه یادگیری دانشآموزان هنرستانی، نیازمند بررسی و مطالعه است، اختلال یادگیری است. امروزه اختلالات یادگیری مهم ترین علت عملکرد ضعف تحصیلی محسوب می شود و هر ساله تعداد زیادی از دانش آموزان به این علت در فراگیری مطالب درسی دچار مشکل می شوند(یعقوبی، واقف و عبادی، ۱۳۹۵).
براساس پنجمین ویرایش راهنمای تشخیصی و آماری2 اختلال یادگیری خاص زمانی مطرح می شود که پیشرفت در آزمون های استانداردشده برای خواندن، نوشتن و ریاضیات به طور چشمگیری زیر حد مورد انتظار براساس سن، تحصیلات و سطح هوشی باشد. در بروز اختلال یادگیری خاص عوامل مختلف آموزشی، محیطی، روانشناختی و ژنتیکی دخیلاند (انجمن روانپزشكي امريكا3، 2000؛ ترجمه سیدمحمدی، 1398). میزان شیوع اختلال یادگیری از جامعه ای به جامعه دیگر و با توجه به ملاک های مورد استفاده متفاوت است. در ایران نیز آبکنار و عاشوری (1392) میزان شیوع اختلال یادگیری را 7/2 تا 30 درصد گزارش کرده است که به طور متوسط 10 تا 20 درصد جمعیت دانش آموزی را در برمی گیرد و در پسران بیشتر از دختران و به نسبت دو به یک تا چهار به یک متغیر است. در ایران بین سالهای 1381 تا 1391، میزان دانش آموزان دارای اختلال یادگیری حدود 38 درصد افزایش یافته است (مسعودی، ثقه الاسلامی و ثاقب جو، 1395). بنابراین این دسته از دانش آموزان اکثرا با روش های آموزش و پرورش معمولی نمیتوانند به اهداف آموزشی دست یابند و نهایت از تحصیل تنفر پیدا کرده و بی انگیزه می شوند و ممکن است ترک تحصیل کنند (گرانت و گرانت4 ،2010).
اختلال یادگیری در واقع نوعی از ناتوانی تحول عصبی با منشا زیستی است. اساس این اختلال در سطح شناختی است و با نشانه هایی از قبیل خواندن نادرست، مشکل در درک معانی، مشکلات املایی، دشواری در نوشتن، سختی در محاسبهی اعداد و مشکل در درس ریاضی همراه است(انجمن روانپزشکی آمریکا، 2013). بر اساس برآوردهای تقریبی، میزان همبودی اختلال نارسایی توجه/بیش‌فعالی با اختلالهای خواندن حدود 10 درصد (سکستون، گیلورن، بل و کلاسی5، 2012؛ یوشیماسو، باربارسی، کولیگان، کیلان، وویت، ویوروکاتوسیک6، 2012)، با اختلال ریاضی از 10 تا 30 درصد (فروهلیچ، لنفر، اپستین، باربارسی، کاتوسیس و خان 7، 2007) است. در چهارمين راهنماي آماري تشخيصي اختلالات رواني انجمن روانپزشكي امريكا – متن تجديد نظر شده ملاك هاي تشخيصي براي اختلال خواندن، اختلال در املا و رياضيات مشخص شده اند و اختلال ناتواني هاي يادگيري غيركلامي (NVLD8) مانند اختلال در كاركرد فضايي، شناخت اجتماعي و اختلالات يادگيري كه به گونه ي ديگر مشخص نشد ه اند (NOS) آورده شده است (كاپلان و همكاران2002 ، كلين، ولكمار، اسپارو، سيككتي و روركه ، 1995، ، روركه ،1998، ويلكات، بودا،ریدل، چاپیلداس، ديفرس و پنينگتون، 2011) . اين اختلالات به طور عمده در كودكان 7 تا 10ساله دیده می شود (كاپلان و همكاران، 2002). و دست كم 5 تا 15 درصد از افراد به يكي از انواع مشكلات یادگیری دچار می شوند (انجمن روانپزشكي آمريكا،2000). هالاهان، ليود، كافمن، ويس و مارتينز،2005) میزان شیوع این اختلالات را در نقاط مختلف جهان بين 3 تا 12 درصد گزارش كرده اند بطوری که معلمان در كلاسهاي ابتدايي كه 20 تا 25 دانش آموز در كلاس خود دارند، حداقل يك و شايد دو يا بيشتر از دو دانش آموز درگير با مشكلات يادگيري خواهند داشت.
كودكان داراي مشكلات يادگيري را عموماً به سه دسته عمده تقسيم بندي مي كنند:
الف) كودكان داراي نارسايي در خواندن و هجي كردن
ب) كودكان داراي نارسايي در نوشتن و املاء نويسي
ج)كودكان داراي نارسايي در حساب و رياضيات(والاس و مک لافلین، 1975).
خواندن دربرگيرنده ي مجموعه ي پيچيده ای از مهارت ها است كه بازشناسي لغات نوشته شده، تعيين معني لغات و عبارات و هماهنگ ساختن اين معنا با موضوع كلي متن را شامل مي شود. اين كار مستلزم فرآيندهايي است كه در سطوح مختلف بازنمايي از قبيل حروف، كلمات، عبارات، جملات و واحدهاي بزرگ تر متن عمل مي كنند (والاس و مک لافلین، 1975). پدیدآیی نارسانويسي از مسائلي مانند مشكلات سازماندهي و توالي حركات ترسيمي در فضا و در زمان يا مسايل عاطفي وابسته به اكتساب آموزشگاهي سرچشمه مي گيرد (پرون ، 1990). عمده ترین عللی كه براي نارسانويسي و مشكلات املايي ذكر مي شود عبارتند از: عدم توجه و دقت، ضعف مهارت هاي حركتي، اختلال در ادراك بينايي حروف و كلمات، ضعف حافظه بينايي و شنوايي، دشواري در انتقال اطلاعات از يك كانال حسي به كانال حسي ديگر و انتزاعي بودن مطالب در املاء نويسي. دانش آموز بايد ياد بگيرد تا بين صداها يا حروفي كه مي شنود و آنچه بر كاغذ مي آورد هماهنگي لازم را ايجاد كند (سیف نراقی، 1379). بر اساس تحقيقات انجام شده، كودكاني كه دررياضيات دشواري دارند معمولاً در ادراك فضايي مشكل دارند. براي مثال، در ادراك مفاهيم بالا، پايين، چپ، راست، زير، رو، عقب و جلو دچار سردرگمي مي شوند. اين مشكلات در تصوير ذهني از نظام اعداد اختلال ايجاد مي كند و سبب مي شود كه اين عده از كودكان نتوانند فاصله بين اعداد و مكان مربوط به آ نها را تشخيص دهند(سيف نراقي،1379).
در طبقه بندي مشكلات يادگيري درDSM-IV-TR ، ناتوانيهاي يادگيري غيركلامي (NVLD) مانند اختلال در كاركرد فضايي، شناخت اجتماعي و اضطراب اجتماعي نيز اضافه شده است (كاپلان و همكاران، (2002). ويلكات و همكاران (2011) نيز مشكلات يادگيري كودكان ونوجوانان را در پنج عامل خواندن، حساب كردن، شناخت اجتماعي، اضطراب اجتماعي و مشكلات فضايي طبقه بندي كردند. عليرغم اينكه حدود و مختصات مشكلات يادگيري سالهاست كه بر متخصصين مربوطه مشخص شده است ولي تشخيص اين مشكلات زمان بربوده و مستلزم مشاهده عملكرد دانش آموز و اجراي مصاحبه تخصصي است. بعبارت ديگر يك ابزار سريع با قدرت تشخيصي بالا تاكنون در اختيار روانشناسان تربيتي و باليني نبوده است تا براساس آن در زماني كوتاه نسبت به غربالگري دانش آموزان از لحاظ مشكلات يادگيري، اقدام كنند. توجه به همين خلاء ابزاري در حوزه مشكلات يادگيري بود كه ويلكات و همكاران (2011 ) را به طراحي و ساخت پرسشنامه مشكلات يادگيري كلورادو ترغيب كرد. اين پرسشنامه براي غربالگري و شناسايي كودكاني كه مشكل يادگيري دارند، ساخته شده است. ابزار مذكور، مشكلات يادگيري را در پنج عامل خواندن، حساب كردن، شناخت اجتماعي، اضطراب اجتماعي و مشكلات فضايي طبقه بندي ميكند و از خصيصه هاي روان سنجي مطلوبي برخوردار است. (به نفل از: حاجلو، رضایی شریف. 1390) به طور کلی ، آزمون کلورادو ممکن است کودکان بدون اختلال یادگیری را با دقت بیشتری پیش بینی کند تا کودکان با اختلال یادگیری. به این صورت که، عدم وجود مشکلات گزارش شده توسط والدین ممکن است برای رد اختلال یادگیر آشکار کافی باشد، در حالی که نمرات بالا احتمالاً نیاز به ارزیابی جامع تر را نشان می دهد. (پاتریک و همکاران 9. 2013)
نوجوانانی که دارای اختلال نارسایی توجه/ بیش فعالی هستند در مقابل مشکلات سلوک، رفتارهای نافرمانی – مقابله ای و مشکلات یادگیری شدیدأ آسیب پذیر هستند. آنها در برنامه ریزی، تکمیل و به پایان رساندن تکلیف، انجام دادن به موقع وظایف کاری، گوش دادن به صحبتهای دیگران، حفظ توجه هنگام خواندن، تصمیم گیری با فکر و ... مشکل دارند. چنین اختلالات شناختی –رفتاری ممکن است پیشرفت تحصیلی و فعالیتهای روزمره فرد را با مشکل مواجه سازند(چوب فروش زاده، محمودی میمند و فاطمی، 1396). بنابراین وجود چنین مشکلاتی در دانش آموزان دارای اختلال کم توجهی که معمولا با مشکلات یادگیری نیز همراه هستند، نیازمند بررسی برنامه های درمـانی غیردارویی برای رفع مشکلات این دانش آموزان است. در میــان انــواع گوناگــون روشهــای درمانــی و آموزشــی بــرای دانش آمــوزان بــا اختلال یادگیــری ویــژه، درمان شناختی - رفتاری بــه لحــاظ برخــورداری از برخــی ویژگی هــا، اهمیــت و جایــگاه ویـژه ای دارد. درمان شناختي رفتاری، نه تنها در مورد مشكلات و اختلالات یادگیری بسياری به كار گرفته شده بلكه اين مداخلات در محيط های مختلفي كه كودكان و نوجوانان به آنجا رفت و آمد دارند نيز مورداستفاده قرارگرفته است ( فارل، اسکلاپ و بوشن10، 2010). درمان شناختي رفتاری بر اين نظريه استوار است كه عامل تعيين كننده ی رفتار انسان، طرز تفكر او درباره ی خود و نقش خود در جهان است. رفتار غير انطباقي به دليل وجود افكار ريشه دار و قالبي رخ مي دهد كه مي تواند منجر به تحريف شناختي يا بروز خطاهايي در تفكر شود. از اين نظريه برای اصلاح تحريف شناختي و رفتارهای خودآزارگرانه ناشي از آن ها كمک گرفته ميشود (سادوک و سادوک11، 2003؛ ترجمه رفیعی و رضاعي، 1391).
براساس بررسی مطالعات پیشین در زمینه اثربخشی درمان شناختی- رفتاری، نتایج پژوهش سلیمانی(1396)، حاکی از این بود که درمان بازسازی شناختی بر روی مولفه های حافظه کاری و نگهداری توجه به طور معناداری موثر بوده است. در پژوهش دیگری مامی و همکاران (1394) نشان دادند که آموزش راهبردهای شناختی در کاهش اختلال مؤثر بوده و تفاوت بین گروه آزمایش و کنترل معنی دار است. بنابراین از یک سو وجود چنین پیامدهای منفی در نوجوانان دارای اختلال یادگیری و ضرورت قابل ملاحظه شناسايي و درمان زودهنگام اختلالات فوق که در گستره پژوهشهاي داخلي توجه کافی به آن نشده و از سوی دیگر پرهزينه بودن درمان دارويي و همچنين تاثيرات عوارض جانبي آن، محقق را بر آن داشت كه تاثير راهبردهای فراشناختی را بر اختلال مشکلات یادگیری دانش آموزان بسنجد. تا بتوان از این طریق به راهبردهایی دست یافت و از آنها در مراکز آموزشی، پژوهشی و درمانی ســود جســت و بهداشــت روانی دانش آموزان با اختلالات یادگیری را تأمین نمود.
از آنجا که به تدریج شیوع مشکلات یادگیری در بین دانش آموزان رو به افزایش است و این مشکلات اگر به موقع تشخیص و درمان نشوند، می توانند پیامدهای منفی بسیاری برای قشر نوجوان چه در زمان حال و چه در زمان آینده به وجود آورند، پژوهشگر در پژوهش حاضر به دنبال بررسی ویژگی های روانسنجی آزمون كلورادو در هنرجويان هنرستان است تا بتوان از این طریق به راهبردهایی دست یافت و از آنها در مراکز آموزشی، پژوهشی و درمانی بهره برد و بهداشــت روانی دانش آموزان با اختلالات یادگیری را ارتقا بخشید. هدف از این مطالعه بررسی ویژگیهای روانسنجی نسخه فارسی مقیاس كلورادو در نمونهای از هنرجويان هنرستان است. نسخه فارسی كلورادو ممکن است ابزار مفیدی برای غربالگری و شناسایی کودکان و نوجوانان با اختلالات یادگیری که نیاز به حمایتهای روانشناختی دارند، باشد. در صورت سازگاری فرهنگی و اعتباریابی، كلورادو میتواند یک ابزار ارزشمند در روانشناسی بالینی، تربیتی، ورزش، صنعت، سازمان و مدیریت منابع انسانی و روان پزشکی برای جمعیتی که دارای اختلالات یادگیری دارند باشد. لذا هدف کلی پژوهش حاضر تعیین ویژگیهای روانسنجی مقیاس كلورادو است .
روش
هنرجویان هنرستانهای پسرانه شهر رودهن در سال تحصیلی 98-97 بودند، در این مطالعه شرکت کردند. جامعه آماری شامل همه هنرجویان هنرستان های پسرانه شهید چمران و آیت الله رفسنجانی در سال تحصیلی 98-97 در شهر رودهن بود. تعداد آنها براساس آمار آموزش و پرورش شهر رودهن 367 نفر بود. برای انتخاب نمونه، كلورادو برای تشخیص دانش آموزانی که دارای مشکلات یادگیری بودند،بعد از غربالگری120 نفر نمونه گیری شدند، سپس به منظور بررسی روایی سازه با روش تحلیل مولفه های اصلی استفاده شد. که كلورادو مشکلات یادگیری را به پنج عامل خواندن، حساب کردن، شناخت اجتماعی، اضطراب اجتماعی و مشکلات فضایی طبقه بندی می کند. پس از توضیح هدف پژوهش وپرسشنامه ی كلورادو، دراختیار شرکت کنندگان قرار گرفت.
ابزار
جهت ارزیابی مشکلات یادگیری از پرسشنامه مشکلات یادگیری کلورادو (CLDQ) (ویلکات و همکاران 2011) استفاده شد. برای غربالگری و شناسایی کودکانی که مشکل یادگیری دارند، ساخته شده است. که در پنج عامل خواندن، حساب کردن، شناخت اجتماعی، اضطراب اجتماعی و مشکلات فضایی طبقه بندی می کند. که این پرسشنامه از 20 آیتم تشکیل شده، که توسط والدین دانش آموزان تکمیل می شود. این پرسشنامه در یک مقیاس لیکرت 5 درجه ای از اصلا (1) تا همیشه (5) می باشد؛ روایی این پرسشنامه خواندن 64%، ریاضی 44%، شناخت اجتماعی 64%، اضطراب 46% و فضایی 30% (ویلکات و همکاران 2011) که بر اساس محاسبه آلفای کرونباخ برای کل پرسشنامه 90% به دست آمده است. در پژوهش حاجلو و رضایی شریف(1390)، نتایج نشان داد که اعتبار این پرسشنامه با استفاده از روش بازآزمایی94/0 می باشد. بررسی های مربوط به روایی محتوا، تفکیکی و مؤید روایی پرسشنامه ی مذکور است. یافته های حاصل از تحلیل عاملی اکتشافی و تائیدی همانند فرم اصلی، پنج عامل همبسته ولی مجزا را آشکار ساخت که عبارتند: از خواندن، شناخت اجتماعی، اضطراب اجتماعی، مشکلات فضایی و حساب. با توجه به نتایج بدست آمده این پرسشنامه ابزاری قابل اعتماد و روا برای می توان گفت که سنجش و غربال گری مشکلات یادگیری دانش آموزان می باشد. در این پژوهش تجزیه وتحلیل داده ها با استفاده از نرم افزار25-SPSS انجام گرفت.
یافته ها
همان طور كه در جدول 1 مشاهده مي شود ضريب اعتبار ( همساني دروني) آزمون کلورادو برابربا 487/0 است. محاسبات مربوط به ضريب آلفاي كرونباخ براي كل گروه و ضريب همبستگي هر سوال با نمره كل همراه با ميانگين ، واريانس و همبستگي در شرايط حذف هر سوال در جدول مذكور نشان داده شده است. ستون چهارم از سمت راست، ضريب همبستگي بين هرسوال ( در ستون ماتريس داده ها) و ستون مجموع امتيازات ساير سوال ها (ستون مقياس ) را نشان مي دهد. به عبارت ديگر، همبستگي بين هر سوال و صفت پنهان را نشان مي دهد. اگر مقدار اين همبستگي زياد باشد سوال مورد نظر مناسب است. در اين پژوهش تقريبأ همه سوال ها همبستگي مناسبي با مقياس صفت پنهان دارند. دامنه اين همبستگي ها بين 410/0 (ماده 17) تا 496/0 ( ماده 16) قرار دارد. ستون آخر مقدار ضريب آلفا را پس از حذف هر سوال نشان مي دهد. با دقت در جدول 1 متوجه مي شويم سوال هايي كه داراي ضريب همبستگي كمي با صفت پنهان هستند در صورت حذف اعتبار پرسشنامه خیلی افزايش نمي يابد. با اين حال، حذف هيچ سوالي كمك چنداني به افزايش ضريب اعتبار نمي كند. در پايان ضريب اعتبار براي 20 سوال در مورد 120 نفر از آزمودني ها برابر 487/0 است.
جدول 1: ضريب اعتبار آزمون کلورادو (نمره كل)
| ميانگين در شرايط حذف هر سوال | واريانس در شرايط حذف هر سوال | ضريب همبستگي بين هرسوال و ستون مجموع امتيازات ساير سوال ها | ضريب آلفا را پس از حذف هر سوال |
سوال 1 | 56.65 | 70.717 | .094 | .485 |
سوال 2 | 56.30 | 68.682 | .163 | .471 |
سوال 3 | 56.63 | 67.192 | .268 | .451 |
سوال 4 | 56.88 | 72.944 | .038 | .492 |
سوال 5 | 56.97 | 72.537 | .040 | .494 |
سوال 6 | 56.75 | 70.105 | .128 | .478 |
سوال 7 | 56.80 | 69.708 | .144 | .475 |
سوال 8 | 56.68 | 72.050 | .051 | .493 |
سوال 9 | 57.12 | 71.835 | .078 | .486 |
سوال 10 | 56.97 | 68.436 | .222 | .460 |
سوال 11 | 56.87 | 72.184 | .031 | .498 |
سوال 12 | 56.73 | 70.517 | .126 | .478 |
سوال 13 | 56.55 | 66.737 | .267 | .450 |
سوال 14 | 56.55 | 71.476 | .075 | .488 |
سوال 15 | 57.07 | 68.601 | .174 | .469 |
سوال 16 | 56.70 | 72.178 | .036 | .496 |
سوال 17 | 56.32 | 63.109 | .476 | .410 |
سوال 18 | 56.87 | 68.722 | .184 | .467 |
سوال 19 | 56.87 | 71.814 | .055 | .492 |
سوال 20 | 56.98 | 65.966 | .336 | .438 |
آلفاي كرونباخ | تعداد سوال ها |
|---|---|
.487 | 20 |
به منظور تهيه پاسخ براي اين پرسش كه آيا پرسشنامه مورد مطالعه از يك عامل كلي اشباع است يا نه ؟ از روش تحليل مولفه هاي اصلي (12 PCA )استفاده شد. در این مطالعه مقدار KMO13 در حد ضعیف است(921/0 ).
جدول 2 : اندازه KMO و نتيجه آزمون كرويت بارتلت آزمون کلورادو
كفايت نمونه برداري KMO | .453 | |
|---|---|---|
آزمون کرویت بارتلت | خی 2 | 430.179 |
df | 190 | |
Sig. | .001 | |
جدول بالانشان مي دهد مقدار KMO(كفايت نمونه برداري) برابر 453/0 و سطح معناداري آزمون كرويت بارتلت برابر 001/0 است. بنابراين، علاوه بر كفايت نمونه برداري اجراي تحليل عاملي بر پايه ماتريس همبستگي مورد مطالعه نيز قابل توجيه خواهد بود. براي تعيين اين مطلب كه مجموع پرسش هاي تشكيل دهنده آزمون کلورادو از چند عامل معنادار اشباع شده است، نمودار Scree ( شکل 1 )طرحي از واريانس كل تبيين شده توسط هر متغير را در ارتباط با متغير هاي ديگر نشان مي دهد . در اين طرح معمولا عامل هاي بزرگ در بالا و ديگر عامل ها با شيب تدريجي در كنار هم نشان داده مي شوند . مشخصه هاي آماري اوليه كه در اجراي تحليل مولفه هاي اصلي به دست آمده در جدول 3 نمايش داده شده است.
شکل 1: نمودارصخره ای
جدول 3: مشخصه هاي آماري اوليه مواد آزمون کلورادو با روش تحليل مولفه هاي اصلي
مولفه | ارزش هاي ويژه | مجموع مجذور بارهای استخراج شده | چرخش مولفه هاي اصلي | ||||||
کل | % از واریانس | % تجمعی | کل | % از واریانس | % تجمعی | کل | % از واریانس | % تجمعی | |
1 | 2.385 | 11.925 | 11.925 | 2.385 | 11.925 | 11.925 | 2.149 | 10.745 | 10.745 |
2 | 1.862 | 9.309 | 21.235 | 1.862 | 9.309 | 21.235 | 1.673 | 8.364 | 19.109 |
3 | 1.792 | 8.958 | 30.193 | 1.792 | 8.958 | 30.193 | 1.671 | 8.357 | 27.466 |
4 | 1.615 | 8.075 | 38.267 | 1.615 | 8.075 | 38.267 | 1.625 | 8.126 | 35.592 |
5 | 1.515 | 7.574 | 45.841 | 1.515 | 7.574 | 45.841 | 1.508 | 7.540 | 43.132 |
6 | 1.453 | 7.264 | 53.105 | 1.453 | 7.264 | 53.105 | 1.502 | 7.512 | 50.644 |
7 | 1.259 | 6.294 | 59.400 | 1.259 | 6.294 | 59.400 | 1.449 | 7.247 | 57.892 |
8 | 1.146 | 5.730 | 65.130 | 1.146 | 5.730 | 65.130 | 1.448 | 7.238 | 65.130 |
9 | .976 | 4.882 | 70.012 |
|
|
|
|
|
|
10 | .886 | 4.428 | 74.439 |
|
|
|
|
|
|
11 | .801 | 4.005 | 78.444 |
|
|
|
|
|
|
12 | .743 | 3.716 | 82.160 |
|
|
|
|
|
|
13 | .684 | 3.421 | 85.581 |
|
|
|
|
|
|
14 | .592 | 2.959 | 88.540 |
|
|
|
|
|
|
15 | .538 | 2.688 | 91.228 |
|
|
|
|
|
|
16 | .444 | 2.220 | 93.448 |
|
|
|
|
|
|
17 | .416 | 2.082 | 95.529 |
|
|
|
|
|
|
18 | .378 | 1.892 | 97.422 |
|
|
|
|
|
|
19 | .279 | 1.395 | 98.816 |
|
|
|
|
|
|
20 | .237 | 1.184 | 100.000 |
|
|
|
|
|
|
چنانچه در جدول بالا ملاحظه مي شود ارزش هاي ويژه 8 عامل بزرگتر از يك است كه در ميان آن ها ارزش ويژه عامل یکم (149/2) با ارزش ويژه ساير عامل ها اختلاف دارد. عامل دوم داراي ارزش ويژه برابر 673/1 است.اين 8 عامل در مجموع130/65 درصد كل واريانس بين 20 ماده مورد مطالعه را توجيه مي كند .بدين ترتيب، چنانچه از مجموعه پرسش ها 8 عامل استخراج شود، 745/10 درصد واريانس مشترك بين پرسش ها به وسيله عامل نخست تبيين مي شود. هرچند، توجه به ارزش هاي ويژه 8 عامل نشان مي دهد احتمالا يك عامل كلي بر همه مواد پرسشنامه تسلط دارد.
چرخش مولفه هاي اصلي
با توجه به اين كه ماتريس اصلي عاملي و بارهاي مربوط، به گونه اي كلي ساختاري را كه از لحاظ علمي مهم و با معنا باشد بدست نمي دهد، تصميم گرفته شد عامل هاي استخراج شده با استفاده از چرخش واريماكس به محور هاي جديد انتقال داده شود، تا هم كشف هيات كلي مواد پرسشنامه و هم تشخيص ساختار ساده اي كه نمايشگر خطوط اصلي نسبتا روشن براي رسيدن به راههاي تغيير پذير باشد امكان پذير گردد اين ماتريس عامل چرخش يافته كه با روش تحليل مولفه هاي اصلي بدست آمده در جداول 5و4 نمايش داده شده است.
جدول 4 : ماتريس چرخش يافته عامل هاي 8 گانه آزمون کلورادو به شيوه واريماكس
| مولفه ها | |||||||
| 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | 8 |
سوال 1 |
|
|
|
|
|
| .758 |
|
سوال 2 |
|
| .399 |
| .480 |
|
|
|
سوال 3 |
|
|
|
|
|
| .377 | .592 |
سوال 4 |
|
|
|
| .501 |
| .517 |
|
سوال 5 |
| .821 |
|
|
|
|
|
|
سوال 6 |
|
|
|
|
|
|
|
|
سوال 7 |
|
| .726 |
|
|
|
|
|
سوال 8 |
|
|
|
|
| .750 |
|
|
سوال 9 |
|
| .712 |
|
|
|
|
|
سوال 10 |
| .796 |
|
|
|
|
|
|
سوال 11 |
|
|
|
|
| .665 |
|
|
سوال 12 | .506 |
|
|
|
|
|
|
|
سوال 13 | .682 |
|
|
|
|
|
|
|
سوال 14 | .312 |
| .492 |
|
|
| .386 |
|
سوال 15 | .585 |
|
|
|
|
|
|
|
سوال 16 |
|
|
| .755 |
|
|
|
|
سوال 17 | .523 |
|
| .443 |
|
|
|
|
سوال 18 |
|
|
|
|
|
|
| .846 |
سوال 19 |
|
|
|
| .815 |
|
|
|
سوال 20 | .707 |
|
|
|
|
|
|
|
با توجه به تعداد عاملهای استخراج شده به منظور کاهش آنها از تحلیل عاملی مرتبه دوم استفاده شد.
جدول 5 : اندازه KMO و نتيجه آزمون كرويت بارتلت آزمون کلورادو
كفايت نمونه برداري KMO | 577/0 | |
آزمون کرویت بارتلت
| خی 2 | 105.008 |
df | 28 | |
Sig. | 001/0 | |
جدول بالانشان مي دهد مقدار KMO(كفايت نمونه برداري) برابر 577/0 و سطح معناداري آزمون كرويت بارتلت برابر 001/0 است. بنابراين، علاوه بر كفايت نمونه برداري اجراي تحليل عاملي بر پايه ماتريس همبستگي مورد مطالعه نيز قابل توجيه خواهد بود. براي تعيين اين مطلب كه مجموع پرسش هاي تشكيل دهنده آزمون کلورادو از چند عامل معنادار اشباع شده است، نمودار Scree ( شکل 2 )طرحي از واريانس كل تبيين شده توسط هر متغير را در ارتباط با متغير هاي ديگر نشان مي دهد . در اين طرح معمولا عامل هاي بزرگ در بالا و ديگر عامل ها با شيب تدريجي در كنار هم نشان داده مي شوند . مشخصه هاي آماري اوليه كه در اجراي تحليل مولفه هاي اصلي به دست آمده در جدول 6 نمايش داده شده است.
شکل 2: نمودارصخره ای
جدول 6: مشخصه هاي آماري اوليه عامل های آزمون کلورادو با روش تحليل مولفه هاي اصلي
مولفه ها | ارزش هاي ويژه | مجموع مجذور بارهای استخراج شده | چرخش مولفه هاي اصلي | ||||||
کل | % از واریانس | % تجمعی | کل | % از واریانس | % تجمعی | کل | % از واریانس | % تجمعی | |
1 | 2.111 | 26.387 | 26.387 | 2.111 | 26.387 | 26.387 | 1.651 | 20.635 | 20.635 |
2 | 1.277 | 15.966 | 42.354 | 1.277 | 15.966 | 42.354 | 1.572 | 19.654 | 40.289 |
3 | 1.101 | 13.768 | 56.121 | 1.101 | 13.768 | 56.121 | 1.267 | 15.832 | 56.121 |
4 | .967 | 12.090 | 68.211 |
|
|
|
|
|
|
5 | .877 | 10.961 | 79.172 |
|
|
|
|
|
|
6 | .699 | 8.741 | 87.914 |
|
|
|
|
|
|
7 | .554 | 6.928 | 94.841 |
|
|
|
|
|
|
8 | .413 | 5.159 | 100.000 |
|
|
|
|
|
|
چنانچه در جدول بالا ملاحظه مي شود ارزش هاي ويژه 3 عامل بزرگتر از يك است كه در ميان آن ها ارزش ويژه عامل يكم (651/1) با ارزش ويژه ساير عامل ها اختلاف دارد. عامل دوم داراي ارزش ويژه برابر(572/1)و عامل سوم داراي ارزش ويژه برابر (267/1) است. اين 3 عامل در مجموع 121/56 درصد كل واريانس بين 8 عامل استخراج شده را توجيه مي كند .
جدول 7 : ماتريس چرخش يافته عامل هاي 3 گانه آزمون کلورادو به شيوه واريماكس
| مولفه ها | ||
| 1 | 2 | 3 |
f1 | .774 |
|
|
f2 |
|
| .672 |
f3 |
| .750 |
|
f4 | .327 |
| .689 |
f5 |
| .822 |
|
f6 |
|
| .451 |
f7 | .582 | .473 |
|
f8 | .701 |
|
|
1- عامل يكم با پرسش هاي مربوط به عاملهای1، 4، 7 و 8 همبسته است
2- . عامل دوم با پرسش هاي مربوط به عامل های 3، 5 و 7 همبسته است
3- عامل سوم با پرسش هاي مربوط به عامل های 2، 4 و 6 همبسته است
بحث
یافتههای پژوهش حاضر ویژگیهای روان سنجی ضريب اعتبار ( همساني دروني) آزمون کلورادو در بین هنرجویان هنرستانهای پسر شهر رودهن نشان داد که که این مقیاس، ابزاری معتبر و پایا برای سنجش اختلالات یادگیری است. در واقع این مطالعه ویژگیهای روان سنجی ضريب اعتبار ( همساني دروني) آزمون کلورادو حمایت میکند. همسانی درونی مادههای پرسشنامه کلورادو بر حسب ضریب آلفای کرونباخ برابر با 90/0 محاسبه شد و سه عامل را آشكار ساخت كه از پنج عامل خواندن، شناخت اجتماعی، اضطراب اجتماعی و مشکلات فضایی و ریاضی طبقه بندی می کند ، مورد تایید قرارگرفت(ویلکات و همکاران 2011) و در پژوهش حاجلو و رضایی شریف(1390)، نتایج نشان داد که اعتبار این پرسشنامه با استفاده از روش بازآزمایی94/0 و آلفای کرونباخ 90/0 می باشد. این یافته با نتایج پژوهش (برک14، ترجمه سيد محمدي، 1397)، (صالح زاده ابرقوئی، 1391)، (معظم و براتعلی، 1397)، (یعقوبی، واقف و عبادی، ۱۳۹۵)، (انجمن روانپزشكي امريكا15، 2000؛ ترجمه سیدمحمدی، 1398)، (گرانت و گرانت16 ،2010)، (سکستون، گیلورن، بل و کلاسی17، 2012؛ یوشیماسو، باربارسی، کولیگان، کیلان، وویت، ویوروکاتوسیک18، 2012)، با اختلال ریاضی از 10 تا 30 درصد (فروهلیچ، لنفر، اپستین، باربارسی، کاتوسیس و خان 19، 2007) ، (كاپلان و همكاران2002 ، كلين، ولكمار، اسپارو، سيككتي و روركه ، 1995، ، روركه ،1998، ويلكات، بودا،ریدل، چاپیلداس، ديفرس و پنينگتون، 2011) ، (والاس و مک لافلین، 1975)،(پرون ، 1990) و (سادوک و سادوک20، 2003؛ ترجمه رفیعی و رضاعي، 1391).همسو میباشد. همبستگي بين هر سوال و صفت پنهان را نشان مي دهد. اگر مقدار اين همبستگي زياد باشد سوال مورد نظر مناسب است. در اين پژوهش تقريبأ همه سوال ها همبستگي مناسبي با مقياس صفت پنهان دارند. با دقت متوجه مي شويم سوال هايي كه داراي ضريب همبستگي كمي با صفت پنهان هستند در صورت حذف، اعتبار پرسشنامه خیلی افزايش نمي يابد. با اين حال، حذف هيچ سوالي كمك چنداني به افزايش ضريب اعتبار نمي كند.
بنابراین براي تعيين اين مطلب كه مجموع پرسش هاي تشكيل دهنده آزمون کلورادو از چند عامل معنادار اشباع شده است.با توجه به اين كه ماتريس اصلي تحلیل عاملي و بارهاي مربوط، براي رسيدن به راهها، تغيير پذير گردد. اين ماتريس تحلیل عامل چرخش يافته، با توجه به تعداد عاملهای استخراج شده به منظور کاهش آنها از تحلیل عاملی مرتبه دوم استفاده شد و مقدار KMO(كفايت نمونه برداري) برابر 577/0 و سطح معناداري آزمون كرويت بارتلت برابر 001/0 است.
برای برآورد روایی سازه مقیاس آزمون کلورادو ، تحلیل عاملی برروی 20 ماده صورت گرفت. نتایج مربوط به روش تحلیل مولفه های اصلی، جهت بررسی روایی همگرا مقیاس آزمون کلورادو در مقابله با اختلال یادگیری استفاده شده که همبستگی مثبت معناداری بین این پرسشنامه وجود داشت. بنابراین نتایج پژوهش حاضرنشان داد که مقیاس آزمون کلورادو از روایی همگرا مناسبی برخوردار است. وجود همبستگی بین این پرسشنامه، شواهدی برای روایی سازه مقیاس آزمون کلورادو را فراهم نمود. درمجموع، یافته های پژوهش حاضر نشان داد که مقیاس آزمون کلورادو ابزاری معتبر و روا جهت ارزیابی اختلالات یادگیری درمیان هنرجویان و دانش آموزان است. هم چنین با وجود همبستگی بالای سوالات با کل مقیاس، همبستگی مثبت و معناداری مقیاس آزمون کلورادو نیز در جامعه هنرجویان مورد تایید است. با توجه به ادبیات پژوهشی که تاکید بر مطالعه اختلالات یادگیری با ابزار مناسب و مختص آن دارد، این پرسشنامه می تواند در مطالعات و پژوهشهای مرتبط روانشناختی به کار گرفته شود. پژوهش حاضربر روی هنرجویانی که دارای اختلالات یادگیری بوده اند، انجام شده است. بنابراین توصیه میگردد که مطالعهای به طور همزمان برای مقایسه ای بین دانش آموزان پسر و دختر انجام گیرد. محدودیت دیگر پژوهش این بود که کلیه آزمودنیها از دو هنرستان پسرانه در یک شهر انتخاب شدند، بنابراین پیشنهاد می شود برای استفاده بالینی بیشتر، پژوهشهای مشابه در میان دانش آموزان مختلف و در نمونه های بزرگتر اجرا گردد.
سپاسگذاری
با تشکر از جناب آقای دکتر مالک میرهاشمی که این جانب را در تهیه این مقاله یاری نمودند؛ از خداوند متعال پیروزی و موفقیت روز افزون ایشان را خواستاریم .
منابع
انجمن روانپزشكي امريكا. (2013). راهنمای تشخیصی و آماری اختلالات روانی. ترجمه سیدمحمدی، یحیی.(1398). چاپ پنجم، نشر روان.
برک، لورا ای. (2001). روانشناسی رشد. ترجمه: سید یحیی محمدی، (1397)، تهران: ارسباران.
پرون، م. ( 1990 ). روانشناسي باليني. ترجمه محمود منصور و پريرخ دادستان ( 1379 ). تهران، بعثت.
جلیل آبکنار، سیده سمیه؛ عاشوری، محمد.(1392). نکته‌های کاربردی برای آموزش دانشآموزان با اختلال یادگیری (اختلال در خواندن، نوشتن و دیکته) . تعلیم و تربیت استثنایی. ۱۳۹۲; ۳ (۱۱۶) :۳۱-۴۰.
چوب فروشزاده، آزاده؛ محمودی میمند، وحید؛ فاطمی عقدا، نسرین. (1396). اثربخشی راهبردهای فراشناختی بر علایم بیش فعالی و نقص توجه و پیشرفت تحصیلی، نشریه پرستاری کودکان، ۳(۴)، ۵۱-۵۸.
حاجلو، نادر؛ رضایی شریف، علی.(1390) بررسی ویژگی های روان سنجی پرسشنامه ی مشکلات یادگیری کلورادو . مجله ي ناتواني هاي يادگيري، پاييز و زمستان. دوره ي 1، شماره ي 24-43/1
سادوک، بنجامین‌جیمز؛ سادوک، ویرجینیا. (2003). خلاصـه روانپزشـکی بـالینی. ترجمـه حسن رفیعی و فرزین رضاعی (1391). تهران: انتشارات ارجمند.
سلیمانی، اسماعیل. (1396). اثربخشی بازسازی شناختی بر عملکردهای شناختی - توجهی دانش آموزان دارای اختلال یادگیری خاص. مجله روانشناسی بالینی و شخصیت ; بهار و تابستان 1396، شماره 28 ؛ 63-72.
سيف نراقي، مريم و نادري، عزت الله. ( 1379 ). نارسايي هاي ويژه ي يادگيري و چگونگي تشخيص و روشهاي بازپروري تهران، لكيان.
صالح زاده ابرقوئی، مریم. (1391). تدوین برنامه والدگری مثبت و مقایسه اثربخشی آن با درمان شناختی- رفتاری بر اختلالات هیجانی و رفتاری نوجوانان. پایان نامه دکتری دانشگاه دولتی اصفهان.
كاپلان، هارولد؛ سادوك، بنجامين و گرب، جان. ( 2002 ). خلاصه روانپزشكي. ترجمه نصرت اله پورافكاري. ( 1382 ). تهران، شهرآب.
مامی شهرام؛ نیازی الیاس؛ و امیریان کامران (۱۳۹۴). تأثیر آموزش راهبردهای شناختی بر پیشرفت تحصیلی دانشآموزان دارای اختلال یادگیری خاص. راهبردهای شناختی در یادگیری، 4(3)، 87-106.
مسعودی، ثقه الاسلامی و ثاقب جو، (1395). تاثیر 8 هفته تمرین ایروبیک بر عملکرد شناختی کودکان دارای اختلال یادگیر. مجله اصول بهداشت روانی. دوره 18، شماره 3، فروردین و اردیبهشت ، صفحه 161-168
معظم، فریبا، براتعلی، مریم .(1397). بررسی رابطه بین سبک های یادگیری با خودکارآمدی دانش آموزان هنرستان های فنی و حرفه ای دخترانه شهر اصفهان. مجله پیشرفت های نوین در روانشناسی، علوم تربیتی و آموزش و پرورش، سال اول، شماره 2 ، مرداد 1397 ،صص 32-4.
یعقوبی، حسن، واقف، لادن، عبادی، معصومه. (1395). بررسی نقش کارکردهای اجرایی در کودکان با اختلالات یادگیری، سومین همایش ملی راهکارهای توسعه و ترویج علوم تربیتی ،روانشناسی، مشاوره و آموزش در ایران، تهران، انجمن توسعه و ترویج علوم و فنون بنیادین.
والاس، جرالد و لافلين، جيمز. ( 1975 ). اختلالهاي يادگيري. ترجمه محمد تقي منشي طوسي ( 1379) مشهد، آستان قدس رضوي.
American Psychiatric Association. (2000). Diagnostic and statistical manual of mental disorders (4th ed., Text Rev.). Washington, DC: Author.
Farrell, L. J., Schlup, B., Boschen, M. J. (2010). Cognitive-behavioral treatment of childhood obsessive-compulsive disorder in community-based clinical practice: clinical significance and benchmarking against efficacy. Behaviour Research and Therapy, 48(5), 409-417
Froehlich, T. E., Lanpher, B. P., Epestein, J. N., Barbaresi, W. J., Katusic, S. K. & Kahn, R. S. (2007). Prevalence, recognition, and treatment of attention – deficit / hyperactivity disorder in a national sample of us children. Arch Pediatr Adolese Med, 161(9), 857- 864. From www. Archpediatrics.com.
Grant, P.A. Grant, .P.B. (2010). Educating Children with Specific Learning Disabilities. In book: International Encyclopedia of Education (pp.646-653).DOI: 10.1016/B978-0-08-044894-7.01107-6.
Klin, A., Volkmar, F. R., Sparrow, S. S, Cicchetti, D. V., & Rourke, B. P. (1995). Validity and neuropsychological characterization of Asperger syndrome: Convergence with nonverbal learning-disabilities syndrome. Journal of Child Psychology and Psychiatry, 36, 1127–1140.
Patrick, K. E., McCurdy, M. D., Chute, D. L., Mahone, E. M., Zabel, T. A., & Jacobson, L. A. (2013). Clinical utility of the Colorado Learning Difficulties Questionnaire. Pediatrics, 132(5), e1257–e1264. https://doi.org/10.1542/peds.2013-1530
Rourke, B. P. (1989). Nonverbal learning disabilities: The syndrome and the model. New York, NY: Guilford Press.
Sexton, C. C., Gelhorn, H. L., Bell, J. A., & Classi, P. M. (2012). The co-occurrence of reading disorder and ADHD: Epidemiology, treatment, psychosocial impact, and economic burden. Journal of learning disabilities, 45(6), 538-564.
Yoshimasu, K., Barbaresi, W. J., Colligan, R. C., Voigt, R. G., Killian, J. M., Weaver, A. L., & Katusic, S. K. (2012). Childhood ADHD is strongly associated with a broad range of psychiatric disorders during adolescence: a population‐based birth cohort study. Journal of Child Psychology and Psychiatry, 53(10), 1036-1043.
Willcutt, E.G., Boada, R., Riddle, M.W., Chhabildas, N., DeFries, J.C., & Pennington, B.F. (2011). Colorado Learning Difficulties questionnaire: Validation of a Parent-Report Screening Measure. Psychological Assessment, 3, 778–791.
[1] . Berk
[2] . Diagnostic And Statistical Manual of Mental Disorder
[3] .American Psychiatric Association
[4] . Grant & Grant
[5] . Sexton, Gelhorn, Bell & Classi
[6] . Yoshimasu, Barbaresi, Colligan, Killan, Voigt, Weaver & Katusic
[7] . Froehlich, T. E., Lanpher, B. P., Epestein, J. N., Barbaresi, W. J., Katusic, S. K. & Kahn
[8] Nonverbal Learning Disorder
[9] Patrick et al.
[10] . Farrell, Schlup & Boschen
[11] .Sadock & Sadock
[12] - Principal Component Analysis.
[13] Kaiser-Meyer-Olkin
[14] . Berk
[15] .American Psychiatric Association
[16] . Grant & Grant
[17] . Sexton, Gelhorn, Bell & Classi
[18] . Yoshimasu, Barbaresi, Colligan, Killan, Voigt, Weaver & Katusic
[19] . Froehlich, T. E., Lanpher, B. P., Epestein, J. N., Barbaresi, W. J., Katusic, S. K. & Kahn
[20] .Sadock & Sadock