پایان نامه ارشد روانشناسی : پایایی زیرمقیاس‎های دل‎مشغولی والدین و والدگری مثبت

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.

پایان نامه

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.

در پژوهش کنونی با تلفیق کلی گویه‎های هر پرسشنامه، چهار متغیر دل‎مشغولی والدین (گزارش نوجوان)، والدگری مثبت (گزارش نوجوان)، ارتباط والد ـ نوجوان (گزارش نوجوان) و حمایت خانواده (گزارش نوجوان) به عنوان نشانگرهای کنش‎وری خانوادگی (گزارش نوجوان) و چهار متغیر دل‎مشغولی والدین (گزارش والد)، والدگری مثبت (گزارش والد)، ارتباط والد ـ نوجوان (گزارش والد) و حمایت خانواده (گزارش والد) به عنوان نشانگرهای کنش‎وری خانوادگی (گزارش والد) وارد الگو شدند.

موضوعات: بدون موضوع لینک ثابت

فرم در حال بارگذاری ...

فید نظر برای این مطلب