بررسی ساختار عاملی و ویژگی های روان سنجی نسخه ی تجدید نظر شده ی مقیاس مشاهده ی معلم از رفتار انطباقی در کلاس

نوع مقاله: مقاله پژوهشی

نویسنده

دانشیار روان شناسی تربیتی، دانشگاه تبریز

چکیده

ژوهش حاضر به منظور برآورد پایایی و روایی نسخه‌ی تجدید نظر شده‌ی مقیاس مشاهده‌ی معلم از رفتار انطباقی در کلاس (TOCA-R) اجرا شده است.
روش‌کار: این مطالعه از نوع تحقیقات آزمون‌سازی است و در آن 300 نفر از دانش‌آموزان سوم و چهارم ابتدایی شهر تبریز به روش نمونه‌گیری تک مرحله‌ای در سال تحصیلی 89-1388 انتخاب شدند. معلمان مدارس، مقیاس مشاهده‌ی معلم از رفتار انطباقی در کلاس و والدین دانش‌آموزان مقیاس درجه‌بندی رفتار مخرب (DBRS) را تکمیل کردند. در این پژوهش، به منظور بررسی ساختار عاملی (روایی سازه)، روایی همگرا و پایایی TOCA-R از تحلیل عاملی اکتشافی، ضریب همبستگی پیرسون و ضریب آلفای کرونباخ استفاده شد.
یافته‌ ها: برای محاسبه‌ی روایی سازه، تحلیل عاملی به روش مولفه‌های اصلی با چرخش واریماکس، سه عامل پیشنهاد نمود که به ترتیب عامل‌های بی‌توجهی، پرخاشگری و رفتارهای جامعه‌پسندانه نام گرفتند. همسانی درونی این مقیاس نشان داد که TOCA از پایایی قابل قبولی برخوردار است. ضریب همبستگی بین سه زیرمقیاس رفتار انطباقی در کلاس با خرده‌مقیاس‌های رفتار مخرب معنی‌دار بود (05/0P<).
نتیجه‌ گیری: نسخه‌ی تجدید نظر شده‌ی مقیاس مشاهده‌ی معلم از رفتار انطباقی در کلاس برای اندازه‌گیری مشکلات رفتاری در موقعیت‌های آموزشی، کارایی مناسبی دارد و می‌توان آن را در موارد تشخیصی و درمانی به کار برد.
 

کلیدواژه‌ها


رفتارهای ناسازگارانه­ی کودکان به مشکلات فراوانی از قبیل کاهش عملکرد تحصیلی، عزت نفس پایین و افت تحصیلی در دوره­های بعدی تحصیل دامن می­زند (1). شناسایی کودکان دارای مشکلات رفتاری در سنین پایین به مداخلات اثربخش در زمینه­ی درمان و بهبود رفتار و جلوگیری از ادامه­ی رفتارهای نامناسب تا سنین بزرگسالی منجر خواهد شد. به عنوان مثال، مشکلات درونی­سازی[1] مانند افسردگی، بدون مداخلات درمانی موثر باعث کندی و توقف رشد روانی کودک خواهد شد. هم­چنین، رفتارهای برونی­سازی[2] مانند پرخاشگری، فرد را در سنین بزرگسالی در معرض رفتارهای ضداجتماعی و بزه­کارانه قرار می­دهد. مداخله­ی تربیتی و درمانی کارا، مستلزم ارزیابی و سنجش رفتار کودک و شناخت محدودیت­ها، نیازها و توانایی­های او است. بنابراین، یکی از اهداف اصلی سنجش و ارزیابی، تسهیل تصمیم­گیری در مورد مشکلات و تشخیص آن­ها به منظور بهبود فرآیند درمان است (2).

به طور کلی، بهبود عملکرد اجتماعی­عاطفی دانش­آموزان و شناسایی دانش­آموزانی که در معرض ابتلا به نتایج منفی دراز مدت هستند، هدف مشترک بسیاری از محققان و مداخله­گران پیشگیری است. معمولا گزارش­دهندگان رفتار کودک، پدران و مادران و آموزگاران هستند که مشاهدات خود را از رفتار کودک در یک مقیاس درجه­بندی گزارش می­کنند. سپس نتایج این مشاهدات با رفتار گروه هنجار مقایسه می­گردد (3). استفاده از چک­لیست­های مشکلات رفتاری برای شخیص اختلالات رفتاری و عاطفی کودکان محاسن زیادی دارد که از آن جمله می­توان از صرفه­جویی در ارزیابی، روایی و پایایی مطلوب، سهولت تعیین شدت اختلال و طبقه­بندی مشکلات نام برد (4). مقیاس­های متعددی در این راستا به وجود آمده­اند که معروف­ترین آن­ها شامل مقیاس­های
درجه­بندی که برای تشخیص در نظام طبقه­بندی ابعادی به کار برده می­شوند، چک­لیست رفتاری کودک آخنباخ[3] (CBSLI) (5)، پرسش­نامه­ی رفتار کودکان[4] راتر (CBQ)، مقیاس درجه­بندی کانرز[5] (6) و چک­لیست تجدید نظر
شده­ی مشکلات رفتاری[6]  کوای و پترسون (7) هستند.

سیاهه­ی مشاهده­ای معلم از رفتار انطباقی در کلاس[7] (TOCA-C) به عنوان یک مقیاس کوتاه و معتبر برای شناسایی اختلالات رایج رفتاری در نظام آموزشی، کاربرد گسترده­ای دارد. بیش از 30 سال است که مقیاس مذکور تهیه شده و معلمان برای ارزیابی مشاهده­ای رفتارهای دانش­آموزان در کلاس درس از آن استفاده می­کنند. طی این مدت، نسخه­های مختلفی از آن مورد استفاده قرار گرفته است. نسخه­ی اولیه TOCA (8) توسط مرکز پژوهش مودلاون[8] برای ارزیابی سازگاری اجتماعی تدوین شد. مقولات مقیاس مذکور، درجاتی از رفتارهای مربوط به نشانه­شناختی بالینی را مد نظر قرار نمی­داد، بلکه رفتارهای سازگارانه­ی اجتماعی دانش­آموزان سال اول را درکلاس درس ارزیابی می­کرد. اما کارکنان آموزش­دیده،­ ارزیابی­های خود را با استفاده از مصاحبه­ی ساخت­یافته به دست می­آوردند. TOCA توسط مرکز پیشگیری و مداخله­ی زودهنگام جانز هاپکینز برای استفاده در یک مطالعه­ی
مداخله­ی بزرگ در بالتیمور، مریلند دستخوش بازنگری اساسی قرار گرفته است. در نسخه­ی تجدید نظر شده­ی آن، رفتار فرد درکلاس درس بر اساس یک مقیاس 6 درجه­ای (از تقریبا هرگز تا تقریبا همیشه) ارزیابی می­شود. برای کمک به همسانی، برخی از گویه­ها به صورت معکوس نمره­گذاری شده­اند، به طوری که نمره­ی بالاتر، منعکس­کننده­ی رفتار ناسازگارانه است. TOCA-R حاوی 43 گویه از رفتارهای کلاس درس بود و ساختارهای اساسی سه عامل اصلی یعنی مشکلات توجه، رفتار پرخاشگرانه/مخرب و کم­رویی حفظ شدند (9). مشابه با نسخه­ی اولیه­یTOCA ،TOCA-R توسط ارزیاب آموزش­دیده در یک مصاحبه­ی رو در رو اجرا می­شد. به این ترتیب که در این فرمت به سادگی، مصاحبه­گر هر گویه­ی مربوط به رفتار را می­خواند و فراوانی مربوط به آن که توسط معلم در یک مدت تعیین شده (یعنی سه هفته­ی گذشته) مشاهده می­شود، ثبت می­گردد. ویژگی­های روان­سنجی  OCA-R به طور گسترده مورد بررسی قرار گرفته است. پایایی آزمون­بازآزمایی، طی فاصله­ی زمانی 4 ماهه توسط مصاحبه­گران مختلف، 75/0 یا بالاتر از آن برای هر زیرمقیاس گزارش شده است و ضریب آلفا نیز برای هر یک از زیرمقیاس­ها بیش از 80/0 محاسبه شده است (9،10). روایی پیش­بینی TOCA-R نیز مورد بررسی قرار گرفته است. برای مثال، نمرات بالای زیرمقیاس پرخاشگرانه و مخرب در دوران مدرسه ابتدایی، میزان خشونت در نوجوانی (11) و مجرمیت در دوران جوانی را به میزان زیاد پیش­بینی می­کند (12،13). اگر چه این مقیاس، اعتبار خوبی دارد اما اجرای آن نسبتا پرهزینه و زمان­بر است. در پاسخ به نگرانی­های فراوان از بابت هزینه و زمان مورد نیاز برای اجرای نسخه­ی مصاحبه­ای TOCA در مطالعات پژوهشی گسترده، یک نسخه­ی جدید چک­لیستی، تحت عنوان سیاهه­ی مشاهده­ی معلم از رفتار انطباقی در کلاس (TOCA-C) توسط لیف، شولتز، کیز و لالونگو[9] تنظیم گردید که می­تواند در پژوهش­های مبتنی بر مدرسه در سطح بسیار وسیع مورد استفاده قرار گیرد (14).

مطالعات نشان دادند که ارزیابی رفتارها ممکن است بر حسب جنسیت کودکان تغییر یابد. برخی از محققان دریافتند که پسرها به احتمال زیادتری نسبت به دختران، رفتار مخرب را در مدرسه نشان می­دهند (15). از این رو، علاوه بر بررسی ساختار عاملی و ویژگی­های روان­سنجی، یکی از اهداف مقاله­ی حاضر این است که کشف کنیم آیا ویژگی­های سنجه­یTOCA-C  نیز با جنسیت تغییر می­یابد.

از آن جا که در مورد ویژگی­های روان­سنجی نسخه­ی تجدید نظر شده­ی مقیاس مشاهده­ی معلم از رفتار انطباقی در کلاس (TOCA-R) در ایران گزارشی منتشر نشده است، بررسی ساختار عاملی و پایایی آن از اهمیت فراوانی برخوردار است. از یک سو، ارزیابی رفتار کودک توسط معلمان کلاس­های عادی از آن جهت دارای اهمیت است که آموزگاران وقت زیادی را با کودکان می­گذرانند و در بسیاری از مواقع همین آموزگاران عامل اصلی تغییر رفتار کودک هستند. از سوی دیگر درجه­ی توافق نظر آموزگاران با دیگر متخصصان سلامت روان، در ارتباط با سلامت روانی کودکان بالا است (6). در واقع، مشکلات رفتاری کودکان ممکن است منعکس­کننده­ی شرایط ویژه کلاس و مدرسه باشد. از این رو، شناسایی به موقع مشکلات رفتاری کودکان کلاس به کمک معلمان می­تواند یک راهبرد موثر در ارتقای بهداشت روانی آن­ها باشد. مقاله­ی حاضر ضمن تغییر گویه­های TOCA-C به صورت عبارتی، روایی و ساختار عاملی و ثبات درونی نمرات زیرمقیاس را ارزیابی می­کند. هم­چنین بررسی می­کند آیا TOCA-R با سنجه­های مشاهده­ای والدین از نشانه­های رفتار مخرب روایی همگرایی نشان می­دهد؟ و آیا سه عامل، مشکلات توجه[10] (CP)، رفتار مخرب[11] (DB)، و رفتار جامعه­پسند[12] در بین گروه­های جنسی تغییر پیدا می­کند؟

روش­کار

با توجه به اهداف، فرضیه و ماهیت مطالعه، روش تحقیق حاضر توصیفی­­تحلیلی است. جامعه­ی آماری این پژوهش را دانش­آموزان سوم و چهارم ابتدایی شهرستان تبریز در سال تحصیلی 89-1388 تشکیل می­دادند. آزمودنی­های پژوهش حاضر شامل 300 دانش­آموز کلاس سوم و چهارم ابتدایی (150 دختر و150 پسر) شهرستان تبریز بود که به صورت نمونه­گیری خوشه­ای تک مرحله­ای انتخاب گردیدند. به این ترتیب که از بین مدارس ابتدایی مناطق پنج­گانه­ی آموزش و پرورش، از هر منطقه یک مدرسه­ی دخترانه و یک مدرسه­ی پسرانه و از هر مدرسه حدود 30 دانش­آموز کلاس سوم و چهارم به صورت تصادفی انتخاب شدند. تاباکنیک و فیدل[13] معتقدند که برای بررسی ساختار عاملی، نمونه­ی 300 نفر، تعداد مناسبی است (16).

قبل از اجرای پرسش­نامه­ها، در خصوص نحوه­ی اجرا،
 جمع­آوری و ارسال آن به محقق، آموزش­های لازم به پرسشگران ارایه گردید. سپس در هر دبستان پرسشگران با هماهنگی مدیران مدرسه، پس از تشریح اهداف پژوهش از آموزگاران کلاس­های سوم و چهارم که تمایل به شرکت در مطالعه داشتند، درخواست کردندکه حداکثر 10 نفر از
 دانش­آموزانی را که از آن­ها شناخت کافی دارند، صرف نظر از وضعیت تحصیلی­شان، انتخاب کرده و مقیاس مشاهده­ی معلم از رفتار انطباقی در کلاس را برای آنان تکمیل نمایند. شمار پرسش­نامه­های تکمیل شده توسط هر آموزگار بین 4 تا 10 در نوسان بود. علاوه بر این، با هماهنگی معلمان، از
دانش­آموزان خواسته شد که والدین­شان ابتدا فرم رضایت­نامه را در برگه­ی اول پرسش­نامه به دقت مطالعه کنند، سپس در صورت علاقه­مندی جهت شرکت در تحقیق، آن فرم را به انضمام مقیاس درجه­بندی رفتار مخرب تکمیل کرده و ظرف یک هفته به پرسشگران، معلمان و یا مدیران تحویل دهند.

ابزارهای اندازه گیری:

الف) نسخه­ی تجدید نظر شده­ی مقیاس مشاهده­ی معلم از رفتار انطباقی در کلاس: نسخه­ی تغییر یافته­ی چک­لیست مشاهده­ی معلم از رفتار انطباقی در کلاس درس از 21 گویه تشکیل شده است که 7 گویه­ی آن مشکلات توجه، 9 گویه رفتار مخرب و 5 گویه رفتار جامعه­پسندانه را می­سنجد (14). گویه­های چک­لیست در پژوهش حاضر به عبارت تبدیل شد. به هر گویه در یک طیف لیکرت 6 درجه­ای (هرگز تا تقریبا همیشه) پاسخ داده می­شد.کوت، برادشو و لیف[14] ضرایب پایایی کل این مقیاس را با استفاده از آلفای کرونباخ 96/0، برای خرده­مقیاس­های مشکلات توجهی96/0، رفتار مخرب 93/0 و رفتار جامعه­پسندانه 92/0 برآورد کردند (3).

ب) مقیاس درجه بندی رفتار مخرب[15] (DBRS): توسط بارکلی و مورفی[16] تدوین گردید. این مقیاس، بر اساس ویرایش چهارم کتابچه­ی تشخیصی و آماری اختلالات روانی[17] (DSM-IV) نشانه­های بیش­فعالی و اختلالات رفتار ایذایی را در یک طیف 4 درجه­ای (0=هرگز،1=گاهی اوقات، 2=خیلی اوقات، 3=بیشر اوقات) مورد سنجش قرار می­دهد. پاسخگویان وقوع رفتارها را در طی شش ماه گذشته ارزیابی می­کنند (17). فریدمن-وینه[18] و همکاران، ضرایب پایایی برای کل مقیاس را 94/0 و برای خرده­مقیاس­ها را بین 80/0 الی 90/0 برآورد کردند (18).

در پژوهش حاضر، برای آماده­سازی ابزارهای پژوهش، مقیاس­های DBRS و TOCA-C نخست توسط پژوهشگران و دو نفر از اساتید مجرب روان­شناسی تربیتی به طور جداگانه به فارسی ترجمه شد، سپس مقیاس­های ترجمه شده توسط دو متخصص زبان انگلیسی به طور جداگانه به انگلیسی برگردانده شد. برای اطمینان بیشتر در مورد صحت ترجمه و مطابقت دو نسخه­ی انگلیسی و فارسی طی یک جلسه­ی مشترک، چالش­های موجود رفع گردید. به این ترتیب، پس از چند مرحله بررسی، بازبینی و اعمال تغییرات و اصلاحات، روایی محتوایی این پرسش­نامه به کمک دو نفر از اعضای هیئت علمی تایید گردید.

در این پژوهش،به منظور تعیین روایی سازه­ای پرسش­نامه از تحلیل تحلیل عاملی اکتشافی و همبستگی خرده­آزمون­ها با یکدیگر و با کل آزمون استفاده شد. برای تحلیل داده­ها از
نرم­افزار آماریSPSS  نسخه­ی 18 استفاده شد.

نتایج

شرکت­کنندگان در این پژوهش در دامنه­ی سنی 7 تا 8 سال قرار داشتند. تعداد افراد نمونه از نظر توزیع جنسی به یک نسبت انتخاب شدند (50 درصد دختر و 50 درصد پسر).

 هم­چنین بیشترین فراوانی شرکت­کنندگان از نظر وضعیت مالی خانواده، متوسط (3/61%) بود و کمترین آنان را به لحاظ وضعیت مالی در حد عالی (3%) و ضعیف (5%) تشکیل می­داد. 60 درصد آزمودنی­ها در بین خانواده­های دو نفره، 23 درصد در خانواده­های تک نفره، 11 درصد در سه نفره و 3/3 درصد در خانواده­های 4 الی 6 نفره بودند. 49 درصد افراد نمونه، اولین فرزند خانواده، 3/39 درصد دومین فرزند خانواده و
بقیه­ی افراد، سومین تا ششمین فرزند خانواده بودند.

روایی[19] سازه­ی نسخه­ی تجدید نظر شده­ی مقیاس مشاهده­ی معلم از رفتار انطباقی در کلاس ( TOCA-R)

تحلیل عاملی اکتشافی: ابتدا برای اطمینان از عدم برابری ماتریس همبستگی با صفر در جامعه، از دو آزمون کیزر مایر اولکین (KMO) و آزمون کرویت بارتلت بهره گرفته شد که ضرایب به دست آمده­یKMO  برای مقیاس تجدید نظرشده­ی مشاهده­ی معلم از رفتار انطباقی در کلاس برابر با 90/0 بود که کاملا رضایت­بخش می­باشد. مقدار آزمون کرویت بارتلت (89/4542) نیز با درجه­ی آزادی (210) از لحاظ آماری
معنی­دار بود (001/0<P) که قابلیت سئوالات پرسش­نامه را برای تحلیل عاملی اکتشافی تایید می­کند.

برای انتخاب عامل­ها از چهار ملاک استفاده کردیم: 1- ملاک ریشه­ی نهفته1 که بر اساس این ملاک، فقط عواملی نگه داشته می­شوند که مجموع مجذور بارهای عاملی آن­ها (مقادیر ویژه) یک یا بیشتر از یک باشد، 2- آزمون اسکری کتل، 3- ملاک

درصد واریانس تبیین شده و 4- ملاک پیشین2 (19).           به منظور بررسی ماهیت روابط بین متغیرها و هم­چنین دستیابی به تعاریف عامل­ها، ضرایب بالاتر از40/0 در تعریف عامل­ها، مهم و بامعنا دانسته و ضرایب کمتر از این حدود، به عنوان صفر (عامل تصادفی) در نظرگرفته شد.ببببببببببببببببببببببببببببببببببببب

 

 

جدول 1- شاخص آماری سئوال­هاپی نسخه­ی تجدید نظر شده­ی مقیاس مشاهده­ی معلم از رفتار انطباقی در کلاس

و محاسبه­ی اولیه­ی استخراج عامل­ها از طریق روش تحلیل مولفه­های اصلی

عامل

میانگین

انحراف معیار

همبستگی هر سئوال با کل سؤال

مقادیر ویژه

درصد واریانس تبیین شده

درصد تراکمی تبیین شده

1

93/1

82/0

77/0**

38/10

41/49

41/49

2

63/1

03/1

71/0**

20/2

43/10

83/59

3

88/1

08/1

77/0**

96/0

59/4

43/64

4

89/1

04/1

66/0**

90/0

13/4

 

5

99/1

07/1

78/0**

83/0

92/3

 

6

85/1

05/1

73/0**

76/0

63/3

 

7

01/2

95/0

74/0**

63/0

98/2

 

8

58/1

08/1

70/0**

56/0

68/2

 

9

21/2

05/1

65/0**

55/0

62/2

 

10

40/2

05/1

52/0**

47/0

22/2

 

11

80/1

99/0

75/0**

40/0

89/1

 

12

02/2

08/1

71/0 **

37/0

75/1

 

13

54/2

14/1

77/0**

34/0

61/1

 

14

83/1

02/1

75/0**

32/0

52/1

 

15

95/1

09/1

81/0**

28/0

32/1

 

16

47/1

79/0

64/0**

24/0

15/1

 

17

35/2

22/1

59/0**

22/0

05/1

 

18

33/1

76/0

55/0**

20/0

93/0

 

19

79/1

93/0

75/0**

18/0

85/0

 

20

51/1

84/0

61/0**

15/0

73/0

 

21

60/1

83/0

72/0**

13/0

60/0

 


 

[1]Latent Root Criterion

 

تمامی سئوالات دارای بار عاملی بالاتر از 45/0 بودند. در این تحقیق عامل­های استخراج شده بر اساس الگوی پیشنهادی کوت، برادشو و لیف (3) و سه ملاک دیگر بوده است. همان گونه که در جدول 3 دیده می­شود، میانگین و انحراف معیارکل

 

2Priori Criterion

 

افراد در نسخه­ی تجدید نظر شده­ی مقیاس مشاهده­ی معلم از رفتار انطباقی در کلاس به ترتیب 54/39 و60/14می­باشد. هم­چنین بر اساس نتایج جدول 1، همبستگی تک تک پرسش­های مقیاس یاد شده با نمره­ی کل از نظر آماری معنی­دار بود (001/0P<).

دامنه­ی ضرایب به دست آمده به ترتیب برای مقیاس تجدید نظر شده­ی مشاهده­ی معلم از رفتار انطباقی در کلاس از 52/0 تا 77/0 در نوسان بوده است. به بیان دیگر، تمام پرسش­های مقیاس از هماهنگی لازم برخوردارند. علاوه بر این، تحلیل عاملی به روش مولفه­های اصلی به استخراج سه عامل با مقادیر ویژه­ی بالاتر از یک منجر شد که 43/64 درصد واریانس را تبیین می­نماید. بررسی نمودار اسکری پلات نیز نشان داد که فرضیه­ی اولیه­ی یک بعدی بودن، رد می­شود. بنابراین می­توان نتیجه گرفت که پرسش­نامه­ی مذکور یک مقیاس چند بعدی است. با این که منحنی حاصل از آزمون اسکری در نقطه­ای مسطح گردید که 3 عامل دارای مقدار ویژه­ی بالاتر از ارزش یک را پیشنهاد می­دهد و با توجه به قاعده­ی مقادیر ویژه، مبانی نظری و همسو با پژوهش­های پیشین سه عامل حفظ گردید.

همان گونه که در جدول 1 و 2 ملاحظه می­شود عامل اول که شامل 7 سئوال است، 49 درصد از واریانس کل آزمون را تبیین می­کند. بررس محتوای این گویه­ها نشان می­دهد که محور مشترک آن­ها به مشکلات توجه و تمرکز کودکان مربوط
می­باشد. این عامل را مشکلات توجه نام­گذاری کردیم. عامل دوم دارای 8 سئوال است و در مجموع، 10 درصد وارایانس کل آزمون را تبیین می­کند. محتوای این ماده­ها، مربوط به رفتارهای مخرب و پرخاشگرانه است. از این رو، این عامل، رفتارهای پرخاشگرانه نام گرفت. عامل سوم با 6 سئوال به عنوان رفتارهای جامعه­پسندانه نام­گذاری گردید. این عامل نیز حدود 5 درصد واریانس را تبیین می­کند.

برای تعیین پایایی این مقیاس از روش آلفای کرونباخ و همبستگی بین نمرات در سه عامل و با کل مقیاس استفاده شد. دامنه­ی ضریب همبستگی بین خرده­مقیاس­ها و نمره­ی کل از 60/0 تا 90/0 متغیر است و همگی در سطح 01/0 معنی­دار بودند. بر اساس نتایج جدول 3، ضریب آلفا برای کل مقیاس 95/0 و برای خرده­مقیاس­های مشکلات توجه 93/0، رفتارهای پرخاشگرانه 89/0 و رفتارهای جامعه­پسندانه 86/0 به دست آمد. نظر به این که ضرایب به دست آمده بالای 75/0 است، می­توان گفت پرسش­نامه­ی مورد نظر از پایایی خوبی برخوردار است.

جدول 2- ماتریس عاملی چرخش یافته­ی واریماکس مقیاس رفتار انطباقی در کلاس با سه عامل به ترتیب صعودی از طریق تحلیل مولفه­های اصلی

گویه­ها

بارعاملی عامل­ها

عامل اول: مشکلات بی­توجهی

1

2

3

1- تمرکز دارد

83/0

 

 

3- توجه می­کند

80/0

 

 

19-تکالیف خود را تکمیل می­کند

76/0

 

 

11- به انجام تکالیف خود هم­چنان ادامه می­دهد

77/0

 

 

21- متناسب با توانایی خود یاد می­گیرد

73/0

 

 

7- سخت­کوش است

67/0

 

 

13- به راحتی حواسش پرت می­شود

57/0

 

 

عامل دوم: رفتارهای پرخاشگرانه

 

 

 

18- به وسایل و دارایی­های دیگران آسیب می­رساند

 

79/0

 

20- هم­کلاسی­های خود را مسخره می­کند

 

79/0

 

12- بر سر دیگران داد و فریاد می­زند

 

72/0

 

16- دروغ می­گوید

 

71/0

 

15- دعوا ومشاجره می­کند

 

70/0

 

8- به دیگران آسیب می­رساند

 

70/0

 

10- زمانی که توسط بچه­های دیگر تحریک می­شود عصبانی می­شود

 

60/0

 

4- قوانین را زیر پا می­گذارد

 

50/-

 

عامل سوم: رفتارهای جامعه­پسندانه

 

 

 

5- مورد پذیرش همکلاسی­ها هست

 

 

72/0

9- همدلی و همدردی خود را نسبت به احساسات دیگران  نشان می­دهد

 

 

65/0

6- با دیگران سازگار نیست و با آن­ها ارتباط ندارد

 

 

65/0

2- مهربان است

 

 

57/0

14- از سوی همکلاس­ها طرد می­شود

 

 

52/0

17- دوستان زیادی دارد

 

 

51/0

درصد واریانس

41/49

43/10

59/4

مقادیر ویژه

37/10

20/2

1

 

جدول 3- میانگین، انحراف معیار، ضرایب همبستگی درونی و ضریب آلفای کرونباخ خرده­مقیاس­های رفتار انطباقی در کلاس

خرده

مقیاس ها

1

2

3

4

میانگین

انحراف معیار

ضریب آلفا

مشکلات

 بی توجهی

1

 

 

 

94/11

20/5

93/.

رفتارهای پرخاشگرانه

60/.**

1

 

 

14/14

83/5

89/.

رفتارهای

 جامعه پسندانه

78/.**

66/.**

1

 

86/11

81/4

86/.

کل مقیاس

89/.**

86/.**

90/.**

1

54/39

60/14

95/.

روایی همگرا: بررسی روایی مقیاس رفتار انطیاقی در کلاس به شیوه­ی ضریب همبستگی با مقیاس رفتار مخرب بارکلی و مورفی که دارای 26 گویه است، ارتباط مثبت معنی­داری بین تک تک سه زیرمقیاس رفتار انطباقی در کلاس با خرده­مقیاس­های رفتار مخرب نشان داد (05/0P<). به این معنی که دانش­آموزانی که در محیط­های کلاسی، مشکلات پرخاشگری، بی­توجهی و رفتارهای ناسازگارانه­ی بیشتری از خود نشان می­دادند، به نوعی در

مقابل دستورات والدین نیز مقاومت منفی از خود نشان می­دهند.

یافته­های یاد شده گویای روایی مقیاس پژوهش می­باشد.

اثرات تفاوت­های بین گروهی: به منظور بررسی تفاوت­های ممکن بین گروهی در پاسخ به مقیاس رفتار انطباقی، ما تحلیل واریانس یک سویه (ANOVA) را با میانگین زیرمقیاس­ها به عنوان متغیر وابسته و جنسیت آزمودنی­ها به عنوان متغیر مستقل اجرا کردیم. نتایج نشان داد که در خرده­مقیاس­های مشکلات توجه (پسران 17/12=M، 12/5= SDو دختران71/11=SD ،29/5=M) (05/0P>) و (59/0=(299و1)F) و رفتارهای جامعه­پسندانه (پسران 01/12=M ، 43/4=SD و دختران 71/11=M، 17/5=SD) (05/0P>)و 28/0=(299و1)F) تفاوت معنی­داری بین پسران و دختران وجود ندارد، اما در خرده­مقیاس پرخاشگری میانگین پسران (93/14=M، 45/6=SD) به طور معنی­داری بیشتر از میانگین دختران (36/13=M، 04/5=SD) است (05/0P< و50/5=(299و1)F).

 

جدول4- ضرایب همبستگی ابعاد سه­گانه­ی مقیاس رفتار انطیاقی دانش­آموزان در کلاس با مولفه­های مقیاس رفتار مخرب

متغیرها

1

2

3

4

5

مشکلات بی توجهی

1

 

 

 

 

رفتارهای پرخاشگرانه

**60/.

1

 

 

 

رفتارهای جامعه پسندانه

**78/.

**66/.

1

 

 

رفتار بیش فعالی

**50/.

**46/.

**48/.

1

 

رفتار بی اعتنایی مقابله ای

**29/.

**40/.

**37/.

**71/.

1

**01/0P<

بحث و نتیجه­گیری

 به منظور دست­یابی به یک مقیاس کوتاه، معتبر و مقرون به صرفه جهت ارزیابی ادراکات معلمان از رفتارهای کلاسی کودکان و سازگاری با موقعیت­های آموزشی، پژوهش حاضر ویژگی­های روان­سنجیTOCA-C را در بین دانش­آموزان ابتدایی بررسی کرد. نتایج اغلب همسو با تحقیقات قبلی مانند کوت، برادشو و لیف است (3) و ساختار سه عاملی (بی­توجهی، پرخاشگری و رفتارهای جامعه­پسندانه) را در بین کودکان حمایت نمود. در مورد همسانی درونی نسخه­ی پرسش­نامه، مقدار آلفا برای خرده­مقیاس­ها از 86/0 تا 95/0 متغیر بود و همه­ی ضرایب بالای نقطه­ی برشی برای اهداف پژوهشی است (20). به نظر می­رسد تبدیل نسخه­ی چک­لیست به مقیاس بر پایایی ابزار اثر کمی گذاشته است و تنظیم آن به صورت مقیاس، ساختاری مشابه با فرم مصاحبه­ای یا نسخه­ی چک­لیستی آن دارد. بنابراین، مطالعه­ی حاضر شواهدی فراهم کرد که TOCAS-R یک ابزار پایا است و می­تواند در بین گروه­های دانش­آموزی به کار برده شود. هم­چنین ممکن است برای ارزیابان برنامه و محققان علاقه­مند به ارزیابی تغییر در رفتارهای دانش­آموزان روشی موثر، معتبر، روا و مفید باشد.

علاوه بر این، همسو با نتایج تحقیقات قبلی، معلمان، پرخاشگری پسران را بیشتر از دختران ارزیابی کردند اما میزان رفتارهای جامعه­پسندانه و بی­توجهی را در بین دانش­آموزان دختر و پسر یکسان ارزیابی نمودند. میانگین نمرات پسران در عامل­های پرخاشگری کلامی­تهاجمی و پرخاشگری
فیزیکی­تهاجمی بیشتر از دختران بودند (3،4). این نتایج همسو با یافته­های تحقیقات از جمله کریک،کساس و ماشور[20] (21)، ریس[21] و همکار (22)، شهیم (23)، مک­ایوی و همکاران (نقل از23)، واحدی (24)، کریک و گرات­پیتر[22] (25) و کریک و همکاران (26) است که پسران در زمینه­های پرخاشگری جسمانی و واکنشی، پرخاشگرتر از دختران هستند.

به طور کلی بر اساس یافته­های به دست آمده می­توان گفت که TOCAS-R ممکن است برای سایر ابزارهای متداول گزارش معلمان از رفتار کودکان که خیلی طولانی هستند مانند نظام ارزیابی رفتاری کودکان (3) و نظام ارزیابی رفتاری آخنباخ (5) که برای مقاصد بالینی به وجود آمده­اند، جایگزین معتبر و با صرفه باشد. با توجه به این که پژوهش حاضر بر اساس
 داده­های حاصل از نمونه­ی دانش­آموزان شهر تبریز است، فقط قابل تعمیم به جامعه­ی دانش­آموزی این شهر است و پیشنهاد می­گردد که پژوهش­های آینده، ویژگی­های
 روان­سنجی این ابزار را با استفاده از نظریه­ی کلاسیک در سایر شهرها، گروه­های بزرگ قومی، زبانی و فرهنگی و یا با استفاده از آزمون سئوال پاسخ در یک نمونه­ی بزرگ جمعیتی مورد بررسی قرار دهد. یکی دیگر از محدودیت­ها، فقدان داده­های مربوط به پایایی آزمون­بازآزمایی است. زیرا کوت، برادشو و لیف (3) نشان دادند میزان مشکلات رفتاری در طی فصول سال تغییر می­کند. اگر چه این مطالعه همسانی درونی مقیاس را بالا نشان داد، ارایه­ی شواهدی برای پایایی آزمون
بازآزمایی به منظور ارزیابی این که آیا ساختار عاملی در دو بار اجرای آزمون یکسان می­ماند یا نه مهم است.



[1]Internalize

[2]Externalize

[3]Child Behavior Checklist

[4]Children Behavior Questionnaire

[5]Conners’ Teachers Rating Scales

[6]Revised Behavior Problem Checklist

[7]Teacher Observation of Classroom Adaptation-Checklist

[8]Woodlawn Research Center

[9]Leaf, Schultz, Keys, and Ialongo

[10]Concentration Problems

[11]Disruptive Behavior

[12]Prosocial Behavior

[13]Tabachnick and Fidell

[14]Koth, Bradshaw and Leaf

[15]Disruptive Behavior Rating Scale

[16]Barkley and Murphy

[17]Diagnostic and Statistical Manual for Mental Disorders-IV

[18]Friedman-Weieneth

[19]Validity

[20]Crick, Casas and Mosher

[21]Rys

[22]Grotpeter

 

1. Hale JB, How SK, Dewitt M, Coury DL. Discriminate validity of the Conners scales for ADHD subtype. Curr Psychol 2001; 20(3): 231-49.

2. Reitman D, Hummel R, Frantz DZ, Gross A. A review of methods and instruments for assessing externalizing disorders. Clin Psychol Rev 1998; 18(5): 555-84.

3. Koth WC, Bradshaw CP, Leaf PJ. Teacher observation of classroom adaptation-checklist: Development and factor structure.Meas Eval Couns Dev 2009; 42(1): 15-30.

4. Harris J, Tyre C, Wilkinson C. Using the child behavior checklist in ordinary primary schools.Br J Educ Psychol 1993;63: 245-60.

5. Mina A. [A confirmatory factor analysis of teacher's report form (TRF)]. Research on exceptional children 2006; 6(3): 769-86. (Persian)     

6. Shahaeian A, Shahim S, Bashash L, Yousefi F. [Standardization, factor analysis and reliability of the Conners' parent rating scales for 6 to 11 years old children in Shiraz]. Psychological studies 2007; 3(3): 97-120. (Persian)     

7. Shahim S, Yousefi F, Ghanbari M.  [Psychometric characteristics of Quay-Peterson revised behavior problem checklist]. Iranian journal of psychiatry and clinical psychology 2008; 13(4): 350-8. (Persian)     

8. Kellam SG, Branch JD, Agrawal KC, Ensminger ME. Mental health and going to school: The Woodlawn Program of assessment, early intervention, and evaluation. Chicago: University of Chicago; 1975: 3-6.

9. Werthamer-Larsson L, Kellam SG, Wheeler L. Effect of first-grade classroom environment on child shy behavior, aggressive behavior, and concentration problems. Am J Commun Psychol 1991; 19:
585-602.

10.  Johns Hopkins Prevention Intervention Research Center. The first generation of JHU PIRC preventive intervention trials: Methods and measures. [cited 2006 Feb 19]. Available from: URL; http://www.jhsph.edu/ prevention/Data/Cohort_1_and_2/methods_and_measures

11. Petras H, Chilcoat HD, Leaf PJ, Ialongo NS, Kellam SG. Utility of TOCA-R scores during the elementary school years in identifying later violence among adolescent males. J Am Acad Child Adolesc Psychiatry 2004; 43(1): 88-96.

12. Schaeffer CM, Petras H, Ialongo N, Masyn KE, Hubbard S, PoduskaJ, et al. A comparison of girls’ and boys’ aggressive-disruptive behavior trajectories across elementary school: Prediction to young adult antisocial outcomes. J Consult Clin Psychol 2006; 74: 500-10.

13. Schaeffer CM, Petras H, Ialongo N, Poduska J, Kellam S. Modeling growth in boys’ aggressive behavior across elementary school: Links to later criminal involvement, conduct disorder, and antisocial personality disorder. Dev Psychol 2003; 6: 1020-35.

14. Leaf PJ, Schultz D, Keys S, Ialongo N. The teacher observation of classroom adaptation-checklist (TOCA-C). Baltimore: Johns Hopkins Center for the Prevention of Youth Violence; 2002: 13-7.

15. Putallaz M, Bierman KL. Aggression, antisocial behavior, and violence among girls: A developmental perspective. New York: Guilford; 2004:137-61.

16. Tabachnick BG, Fidell LS. Using multivariate statistics. 4th ed. New York: Harper Collins; 2001: 588.

17. Barkley RA, Murphy KR. Attention-deficit hyperactivity disorder: A clinical workbook. New York: Guilford; 1998: 133.

18. Friedman-Weieneth JL, Doctoroff GL, Harvey AE, Goldstein  LH. The disruptive behavior rating scale-parent version (DBRS-PV) factor analytic structure and validity among young preschool children. J Attention Disord 2009; 13(1): 42-55.

19. Henson RK. Understanding internal consistency reliability estimates: A conceptual primer on coefficient alpha. Meas Eval Couns Dev 2001; 34: 177-89.

20. Hair JF, Anderson RE, Tatham RL, Black WC. Multivariate data analysis (5th ed). Upper Saddle River, NJ: Prentice Hall; 1998:66-518.

21. Crick NR, Casas JF, Mosher M. Relational and overt aggression in preschool. Dev Psychol 1997; 33(4): 579-88.

22. Rys GS, Bear GG. Relational aggression and peer relations: Gender and developmental issues. Merrill-Palmer Quarterly 1997; 43(1): 87-106.

23. Shahim S. [Overt and relational aggression among elementary school children]. Psychological research 2006; 9: 1-2. (Persian)     

24. Vahedi S, Fathiazar S, Hosseini-Nasab SD, Moghaddam M. [Validity and reliability of the aggression scale for preschoolers]. Journal of fundamentals of mental health 2008; 10(1):
15-24. (Persian)

25. Crick NR, Grotpeter JK. Relational aggression, sex, and social psychological  adjustment. Child Dev 1995; 66: 710-22.

26. Crick NR, Ostrov JM, Burr JE, Cullerton-Sen C, Yeh EJ, Ralston P. A longitudinal study of relational and physical aggression in preschool. J Appl Dev Psychol 2006; 27: 254-68.