Giáo viên (TÀI SẢN)§
nghiên cứu sơ bộ về thang đo hiệu quả Nghiên cứu bản thân của bệnh tự kỷ
Hiệu ứng của người dùng bản thân
a,1 John H. McGrew b,2 Ellen L. Usher a,1
Jessica L. Birdwhistell
Lisa A. Ruble a, *, Michael D. Toland a,1 ,
,
,
Căng thẳng của giáo viên
Nhận ngày 14 tháng 3 năm 2013
Trang chủ của tạp chí: http://ees.elsevier.com/RASD/default.asp
Nghiên cứu về pha trộn phổ tự kỷ
Đã được chấp nhận ngày 13 tháng 6 năm 2013
TÓM TẮT
Nghiên cứu về phun sơn phổ tự kỷ Nghiên cứu 7 (2013) 1151–1159
Máy dịch bởi Google
Kết quả cho thấy tất cả các mục đều phản ánh một yếu tố chi phối, phản ứng của giáo viên đối với các mục đều
nhất quán trong mẫu và so với thang điểm 100, thang điểm phản ứng 6 điểm là đủ. TÀI SẢN ĐIỂM được phát hiện có
tương quan tiêu cực với điểm số trên hai thang điểm phụ về mức độ căng thẳng của giáo viên (tức là, sự tự ti/
nhu cầu được hỗ trợ và gián đoạn của quá trình giảng dạy) nhưng không tương quan với điểm kiệt sức của học viên.
ASSET là một công cụ hứa hẹn phải được sao chép với các mẫu lớn hơn.
Mục tiêu của nghiên cứu hiện tại là đánh giá một biện pháp mới, Thang đo hiệu quả bản thân dành cho học viên
mắc chứng tự kỷ (ASSET) về tính đa chiều, tính nhất quán nội tại và cấu trúc giá trị có được từ một mẫu giáo
viên giáo dục đặc biệt (N = 44) học sinh đạt chứng tự kỷ.
2013 Công ty TNHH Elsevier Bảo lưu mọi quyền.
điểm chính thức của Viện Sức khỏe Tâm thần Quốc gia hoặc Viện Sức khỏe Quốc gia.
Công trình này được hỗ trợ bởi Số tài trợ R34MH073071 và 1RC1MH089760 từ Viện Sức khỏe Tâm thần Quốc gia. Nội dung hoàn toàn do tác giả chịu trách nhiệm và không nhất thiết bị đại diện cho quan
1
Địa chỉ email: lisa.ruble@uky.edu (Rúp LA).
Khoa Tâm lý Giáo dục, Trường học và Tư vấn, Đại học Kentucky, Hoa Kỳ.
Từ khóa:
Đại học Indiana – Đại học Purdue tại Indianapolis, Hoa Kỳ
Danh sách nội dung có sẵn tại SciVerse ScienceDirect
dx.doi.org/10.1016/j.rasd.2013.06.006
*
0017, Hoa Kỳ. Điện thoại: +1 859 257 4829; fax: +1 859 323 0067.
Tác giả liên hệ tại: Khoa Tâm lý Giáo dục, Trường học và Tư vấn, 237 Dickey Hall, Đại học Kentucky, Lexington, KY 40506-
Giáo dục đặc biệt
aĐại học Kentucky, Hoa Kỳ
1750-9467/$ – xem phần đầu 2013 Elsevier Ltd. Bảo lưu mọi quyền. http://
Độ tin cậy
Khoa Tâm lý học, Đại học Indiana – Đại học Purdue Indianapolis, Hoa Kỳ.
Rối loạn phổ tự kỷ
Đã nhận được dưới dạng sửa đổi ngày 12 tháng 6 năm 2013
Lịch sử bài viết:
§
b
2
Sức lực kiệt của thành viên
Lý thuyết nhận thức xã hội xã hội, khi mọi người cảm thấy rằng họ có thể đáp ứng các quy thức, họ sẽ nỗ lực nhiều hơn, sẵn sàng cung cấp
và bền bỉ hơn, và được trang bị tốt hơn để đối phó ( Bandura, 1997). Trong lĩnh vực giảng dạy, tự hiệu quả thể hiện niềm tin về khả
năng của một người để đạt được nội dung một cách hiệu quả, quản lý môi trường lớp học và thu hút học sinh thành công. Sự tự động của
giáo viên ảnh hưởng đến kết quả học sinh thông qua hành động của giáo viên và công việc học sinh (Bandura, 1997; Klassen, Tze,
Betts, & Gordon, 2011). Tự hiệu quả cũng liên quan đến các yếu tố tâm lý xã hội, suy xét như sự hài lòng trong công việc, căng thẳng và
kiệt sức trong công việc (Betoret, 2006; Klassen & Chiu, 2010; Schwarzer & Hallum, 2008).
Hiệu quả tự động cung cấp đánh giá về khả năng của cá nhân để đáp ứng các yêu cầu cụ thể của môi trường (Bandura, 1997).
Nghiên cứu về hiệu quả bản thân có thể đặc biệt nổi bật đối với các nhà giáo dục đặc biệt, những người dễ bị căng thẳng, kiệt sức
và hao thẳng hơn so với các nhà giáo dục chung (Awa, Plaumann, & Walter, 2010; Carlson & Thompson, 1995). Những yếu tố này có thể chịu
đựng một phần trách nhiệm cho tình trạng thiếu nhà giáo dục đặc biệt trên toàn quốc (Emery & Vandenberg, 2010; Kokkinos &
Davazoglou, 2009), tình trạng thiếu điều này ảnh hưởng đến kết quả học tập của học sinh và có thể đặc biệt đáp ứng những học sinh chịu
trách nhiệm cho những học sinh có vấn đề đáng kể về cảm xúc, hành vi hoặc học tập (Billingsley, Carlson, & Klein, 2004; Boyer & Gillespie,
THÔNG TIN BÀI VIẾT
Machine Translated by Google
LA Ruble và cộng sự / Nghiên cứu về phun sơn phổ tự kỷ 7 (2013) 1151–1159
1152
Máy dịch bởi Google
Trong nghiên cứu thứ hai, Ruble và cộng sự (2011) đã kiểm tra mối liên hệ giữa TISES và điểm trên các biến liên quan đến ba trong nguồn tự động
Việc thiếu sự khác biệt giữa các nhóm trong các báo cáo về hiệu quả bản thân được đo bằng TES và không tìm thấy mối liên hệ tuyến tính mong đợi trong các
nghiên cứu về hiệu quả bản thân sử dụng TISES có thể được giải quyết thích một phần bởi vấn đề đo được Klassen và cộng sự (2011) mô tả trong bài đánh giá chuyên sâu
của họ về nghiên cứu hiệu quả của bản thân cơ thể của học viên được tiến hành từ năm 1998–2009. Họ báo cáo rằng các biện pháp về hiệu quả bản thân nói chung thiếu
độ nhạy cần thiết để phát hiện mối quan hệ giữa bản thân và các kỹ năng cụ thể của nhiệm vụ mà giáo viên được yêu cầu thực hiện. Cả TES và TISES đều là những biện
pháp về hiệu quả bản thân nói chung liên quan đến việc giảng dạy, nhưng không biện pháp nào đánh giá được niềm tin của giáo viên vào hiệu quả của họ trong việc
thực hiện các kỹ năng cụ thể, ví dụ như những kỹ năng họ cần khi dạy học sinh đạt chứng tự kỷ. Hơn nữa, Klassen và cộng đồng lưu ý rằng chiều thứ hai của TES,
hiệu quả chung, có thể không đại diện cho cấu trúc của biểu tượng thân nhỏ nào vì tập trung vào người khác hơn là bản thân. Thiếu tình huống này đã dẫn đến lời kêu
gọi nghiên cứu tập trung hơn vào việc đo lường hiệu quả bản thân của học sinh.
Với các giới hạn chế độ đo được xác định bởi các nhà nghiên cứu trước đây về các công cụ được sử dụng để đánh giá năng lượng cơ thể của giáo viên (ví dụ:
Klassen và cộng sự, 2011), đặc biệt là khi sử dụng với giáo viên của học sinh có chứng chỉ ASD, mục tiêu của nghiên cứu hiện đang tạo ra và đánh giá một giải
pháp có thể cụ thể hơn và chúng tôi hy vọng là nhạy cảm hơn được gọi là Thang đo năng lực của học sinh đánh dấu tự động (ASSET). Cụ thể, chúng tôi tìm cách đánh
giá giá tính đa chiều, tính toán nội tại tối thiểu và tính hợp lệ của số thu được từ ASSET trong một mẫu giáo dục đặc biệt.
1. Phương pháp
Chúng tôi chỉ tìm thấy hai nghiên cứu về hiệu quả bản thân tập trung vào giáo viên của học sinh mắc bệnh ASD (tức là, Jennett và cộng sự, 2003; Ruble,
Usher, & McGrew, 2010). Báo cáo đầu tiên của Jennett và cộng sự (2003) đã điều tra xem điểm TES có khác dựa trên khả năng kết thúc với một trong hai công cụ học
lý thuyết có thể liên quan đến công việc giáo dục học sinh chữa chứng tự kỷ hay không (Điều trị và giáo dục trẻ tự kỷ và trẻ em hoàn thiện giao tiếp liên quan
[TEACCH] hoặc Phân tích hành vi ứng dụng [ABA]). Các phát hiện cho thấy điểm thang Hiệu quả cá nhân mối tương quan tích cực với điểm cam kết đối với cả TEACCH (r
= .47) và ABA (r = .38). Điểm hiệu quả chung chỉ có mối tương quan tích cực với điểm cam kết đối với ABA (r = .53). Các nhà nghiên cứu không tìm thấy sự khác
biệt nào về điểm hiệu quả bản thân dựa trên định hướng học tự xác định của học viên (TEACCH so với ABA). Họ cũng đã xem xét mối liên hệ đồng thời giữa cam kết với
học lý thuyết, độ tuổi, chuyên ngành đại học và định hướng giảng dạy (TEACCH so với ABA) và phát hiện ra rằng chỉ có một biến, cam kết với lý thuyết giảng dạy,
đóng góp đáng kể vào sự thay đổi được giải thích thích trong điểm hiệu quả cá nhân và điểm hiệu quả chung.
tin do Bandura (1997) đưa ra giả thuyết: kinh nghiệm thành tựu, có thể thực hiện bằng số năm giảng dạy sinh viên đạt chứng tự kỷ; xã hội có thể được thực hiện
bằng sự hỗ trợ của quản trị viên; và trạng thái sinh lý và tình cảm, có thể thể hiện bằng sức lực kiệt sức của giáo viên. Tác giả đã tìm thấy mối liên hệ tiêu cực
giữa tự tin của giáo viên (đối với quản lý lớp học) và điểm kiệt sức, nhưng không quan sát thấy mối liên hệ tuyến tính nào giữa tự tin và số năm giảng dạy hoặc
sự hỗ trợ của quản trị viên.
Các pháp đánh giá hiệu quả bản thân của giáo dục đã được sử dụng cho các nhóm nhà giáo dục đặc biệt Thang đo hiệu quả của giáo viên (TES, Gibson & Dembo,
1984) và Thang đo hiệu quả giữa các cá nhân của giáo viên (TISES; Brouwers & Tomic, 2001). TES ban đầu là một bảng câu hỏi gồm 30 câu và các câu hỏi được đánh giá
bằng thang đo Likert 6 điểm, từ 1 (hoàn toàn không đồng ý) đến 6 (hoàn toàn đồng ý). TES bao gồm hai chiều được xác định là hiệu quả cá nhân và hiệu quả chung.
Hiệu quả cá nhân khai thác niềm tin của giáo viên về khả năng của chính họ trong công việc tạo ra kết quả tích cực cho học sinh (ví dụ: ''Khi bất kỳ học sinh nào
của tôi cho thấy sự tiến bộ, đó là vì tôi đã tìm ra cách dạy tốt hơn cho các em.''). Hiệu quả chung khai thác niềm tin của một người rằng nền giáo dục do bất kỳ
giáo viên nào cung cấp đều có thể mang lại sự thay đổi tích cực, bất kể các yếu tố môi trường, ví dụ như hoàn cảnh gia đình, môi trường gia đình và ảnh hưởng của
cha mẹ (Ví dụ: ''Lượng kiến thức mà một học sinh giáo dục đặc biệt sẽ học chủ yếu liên quan đến hoàn cảnh gia đình.''). Biện pháp thứ hai, TISES, là một câu hỏi
bảng bao gồm 24 công thức đánh giá được nhận dạng của giáo viên về khả năng quản lý lớp học, nhận được sự hỗ trợ từ đồng nghiệp và nhận được sự hỗ trợ từ hiệu
trưởng. Các mục được đo bằng thang điểm Likert 6 điểm, từ hoàn toàn không có ý nghĩa là hoàn toàn đồng ý.
2000; Hastings & Brown, 2002). Nghiên cứu gần đây cho thấy rằng nghiên cứu sinh mắc chứng tự kỷ, nói riêng, có thể gây nhiều căng thẳng hơn cho giáo viên khi so
sánh với các nhóm học sinh khác như những học sinh có vấn đề về cảm xúc hoặc hành vi vi, rối loạn tăng giảm động chú ý (ADHD) hoặc kỹ năng về nhận thức (Coman et
al., 2012; Jennett, Harris, & Mesibov, 2003; Kokkinos & Davazoglou, 2009). Ví dụ, các đặc điểm liên quan đến rối loạn phổ tự kỷ (ASD), suy nghĩ như kỹ năng giao
tiếp và xã hội bị suy giảm cũng như các kiểu hành vi vòng đi lặp lại tác động đến mọi lĩnh vực học tập và tương tác với những người khác, liệu có thể làm giảm cảm
giác hiệu quả của giáo viên trong công việc hiệu quả với những học sinh như vậy không (Ruble, Usher, & McGrew, 2011). Hơn nữa, giáo viên của học sinh mắc chứng tự
kỷ có thể phải chịu sự giám sát chặt chẽ hơn về chất lượng và kết quả chương trình cũng như phải tương tác nhiều hơn với phụ huynh, giáo viên và những người
cung cấp dịch điều trị khác vì nghiên cứu cho thấy tỷ lệ chùa liên quan đến giáo dục trẻ em có chứng tự kỷ cao hơn nhiều so với các loại bệnh khác nhau (Zirkel,
2011).
Betoret, 2006; Klassen & Chiu, 2010; Schwarzer & Hallum, 2008).
Sau đó, chúng tôi lặp lại quá trình phân tích của mình bằng cách sử dụng một tập hợp phản hồi đã được giảm bớt. Chúng tôi đưa ra giả thuyết rằng điểm tự động
được đo bằng ASSET sẽ có liên quan tiêu cực đến các thang đo phản ánh độ căng thẳng của giáo viên vì các thang đo phụ có liên quan chặt chẽ nhất đến việc giảng
dạy một công cụ học sinh có thể đạt được chứng tự kỷ. Chúng tôi cũng đưa ra giả thuyết rằng có mối liên hệ thấp hoặc gần bằng không giữa điểm TÀI SẢN và điểm từ
các thang đo phụ về tình trạng kiệt sức của giáo viên nói chung vì các mục về tình trạng kiệt sức không dành riêng cho học sinh đạt chứng tự kỷ (so sánh
một học sinh mắc chứng tự kỷ được ngẫu nhiên lựa chọn từ danh sách trường hợp của mỗi học sinh. User
Mẫu của chúng tôi bao gồm 44 giáo viên giáo dục đặc biệt từ hai tiểu bang miền Nam Hoa Kỳ hiện đang giảng dạy ít nhất một học sinh đạt chứng tự kỷ và
1.1. Người tham gia
Machine Translated by Google
1153
LA Ruble và cộng sự / Nghiên cứu về phun sơn phổ tự kỷ 7 (2013) 1151–1159
Máy dịch bởi Google
Phần B của Chỉ số căng thẳng giảng dạy (ITS; Abidin, Greene, & Konold, 2004) được sử dụng để đánh giá giá nhận thức của giáo viên về tác động của các tương tác
mục) và thất vọng khi làm việc với phụ huynh (6 mục). Điểm trung bình của các mục trong mỗi bậc phụ đã được tính toán, có điểm cao hơn mức độ đau đớn phản ánh lớn
hơn. Tính nhất quán nội bộ của các đánh giá dựa trên nghiên cứu trước đây đã chỉ ra ước tính độ tin cậy của thang đo (hệ số a) là .96 (đây là thang đo tổng thể và
với chứng tự kỷ học sinh đối với mức độ đau đớn của học sinh. Phần B bao gồm 43 mục tự báo cáo được đánh giá theo thang điểm Likert 5 điểm, từ 1 (không gây nguy hiểm)
đến 5 (giảm đau) và bao gồm bốn thang điểm phụ: tự nghi/cần hỗ trợ (19 mục), mất sự hài lòng khi giảng dạy (12 mục), giai đoạn quá trình giảng dạy (6
1.3.2. Căng
Ước tính độ tin cậy của thang đo phụ được cung cấp trong Bảng 1 và thảo luận trong Phần 2.
là số ít) và ước tính độ tin cậy của thang đo phụ cho bốn miền từ .84 đến .95 (Greene, Abidin, & Kmetz, 1997; Greene, Beszterczey, Katzenstein, Park, & Goring, 2002).
Những người tham gia được tuyển dụng thông qua một quy trình nhiều bước như một phần của một nghiên cứu có đối chứng ngẫu nhiên lớn hơn thử nghiệm tác động của can
thận vấn và hướng dẫn học viên của học sinh mắc chứng tự kỷ đối với kết quả của trẻ em (Ruble, McGrew, Toland, Dalrymple, & Jung, 2013).
ASSET là một báo cáo tự động biện pháp bao gồm 30 mục tiêu đánh giá niềm tin của giáo viên giáo dục đặc biệt về khả năng thực hiện các nhiệm vụ chuyên môn của họ
thành viên không xác định được cấp độ của mình. Một nửa số giáo viên đến từ các trường học nằm ở các thị trấn nhỏ (dưới 75.000 cư dân) và một nửa đến từ các trường học
nằm ở các thành phố lớn hơn (hơn 75.000 cư dân). Nghiên cứu đã được đồng giá trị Nghiên cứu của tổ chức chấp thuận và những người tham gia đã có được sự đồng ý có thể hiểu
biết.
liên quan đến công việc giảng dạy sinh học chứng tự kỷ. Giáo viên được yêu cầu đánh giá công cụ hiệu quả của họ trong công việc tiến hành nhiều hoạt động đánh giá, can
thiệp và thực hành trên lớp học cụ thể theo nhu cầu học sinh có chứng chỉ ASD. Các mục tạo ra ASSET dựa trên bảng câu hỏi báo cáo tự động được sử dụng cho chương trình
1.3. Biện pháp
biến bằng cách kiểm tra độ lệch và tốc độ. Thứ hai, sử dụng Mplus 6.1 (Muthe'n & Muthe'n, 1998–2010), chúng tôi đã tiến hành phân tích nhân tố khám phá bằng phương
pháp trích xuất độ tin cậy tối đa tạo ra ước tính lỗi chuẩn độ tin cậy tối đa và thống kê chi bình mạnh mẽ với tính không chuẩn (MLR) và có thể tính toán thiếu dữ liệu.
Để xác định số lượng nhân tố cần trích xuất, trước tiên chúng tôi đã kiểm tra một biểu đồ. Sau đó, chúng tôi đã tiến hành
1.3.1. Tự hiệu quả
quy mô lớp học hoặc khối lượng công việc trung bình là 12,4 học sinh (SD = 5,3). Tất cả trừ một người sử dụng là nữ. Số năm giảng dạy trung bình là 11,3 (SD = 8,2) và số
năm giảng dạy trung bình cho học sinh mắc chứng tự kỷ nói riêng là 3,4 (SD = 16,2). Một nửa số giáo viên có ứng cử viên, 43% có ứng cử viên và 7% giáo viên
chúng tôi chỉ tập trung vào giai đoạn ban đầu
1.4. Phân tích dữ liệu
Sau khi được ghi danh, những người tham gia được phân ngẫu nhiên vào nhóm đối chứng (n = 15) hoặc một trong hai thử nghiệm điều kiện, nhóm hướng dẫn trực tiếp (n = 14)
hoặc nhóm hướng dẫn trực tuyến (n = 15). Dữ liệu được thu thập ở giai đoạn ban đầu và khi hoàn thành thử nghiệm, nhưng vì mục tiêu của nghiên cứu này,
phản hồi.
Một số phân tích đã được tiến hành để đánh giá các đặc tính thử nghiệm tâm lý của TÀI SẢN điểm. Đầu tiên, các mục được đánh giá về biến đơn chuẩn và đa
1.2. Thiết kế và quy trình
chương trình đào tạo giáo viên toàn tiểu bang về ASD tại một tiểu bang miền Nam. Bảng câu hỏi đánh giá kiến thức và kỹ năng về nội dung của giáo dục viên (tức là hiệu
quả) trong các lĩnh vực cụ thể theo các thông số tốt nhất để giáo dục học sinh mắc chứng ASD theo định nghĩa của các học viên về chứng tự kỷ tại sở giáo dục của tiểu
bang và theo các thông số tốt nhất do Hội đồng nghiên cứu quốc gia tốt nhất ra (2001; ví dụ: ''Mô tả các tác động đối lập có thể làm trên các đặc điểm của sinh học này'';
''Cung cấp cơ hội học tập'' giao tiếp trong lớp học trong suốt cả ngày cho học sinh này'' và ''Dạy học sinh cách tương tác xã hội''). Giáo viên hoàn thành các TÀI SẢN
được yêu cầu đánh giá giá, trên thang điểm từ 0 (hoàn toàn không thể làm) đến 100 (Chắc chắn có thể làm được), họ có khả năng tự động thực hiện nhiều nhiệm vụ khác
với một học sinh có chứng chỉ ASD cụ thể trong lớp học của họ. Thang điểm 100 đã được sử dụng dựa trên hướng dẫn của Bandura (2006) để tạo thang điểm tự động. Sau
đó, điểm trung bình trên các mục đã được tính toán, có điểm cao hơn khả năng tự phân tích cao hơn. Một bản sao của ASSET được cung cấp trong Phụ lục A.
Thang đánh giá sức mạnh Maslach (MBI; Maslach, Jackson, & Leiter, 1997) là báo cáo đo lường tự động bao gồm 22 mục được sử dụng để đánh giá trạng thái sinh lý và tình cảm
1997).
về trạng thái kiệt sức của giáo viên. Giáo viên đánh giá tần số họ trải qua cảm giác giác được chỉ ra bởi mỗi mục bằng thang đo Likert 7 điểm, từ 0 (không bao giờ) đến 6 (hàng
ngày). MBI được thiết kế để đánh giá ba khía cạnh sau của tình trạng kiệt sức: kiệt sức về mặt cảm xúc (được quá tải về mặt cảm xúc: 9 mục); mất nhân cách (chủ nghĩa hoài
nghi và phản hồi quá phân biệt với người khác: 5 mục); và các cá nhân phân tích (tự đánh giá năng lực hoặc khả năng: 8 mục). Điểm được báo cáo dưới dạng tổng điểm trong ba
thang điểm phụ. Ước tính tính nhất quán nội bộ của thang điểm phụ từ nghiên cứu trước đây (a) dao động từ .72 đến .89 (Maslach, Jackson, & Leiter,
1.3.3. Kiệt sức
Machine Translated by Google
Tôi
7
8
6
5
15,67 (1,54)
.95 (.64)
30–100
.18 (.22)
72,39 (2,39)
.66 (.61)
.41(.42)
17,20 (1,60)
1,88 (.69)
4
.79 (.76)
78,52 (2,98)
30–100
.12 (.03)
63,98 (1,64)
.53 (.55)
.57 (.46)
.54 (.40)
.48 (.42)
68,30 (1,91)
Lưu ý. Các giá trị trong ngoặc đơn dành cho các mục ASSET-6pt. l = hệ số tải nhân tố mẫu; h2 = hệ số cộng đồng.
14.12 (1.30)
.99 (.68)
20–100
3
.42 (1.34)
.74 (.72)
82,84 (3,34)
17,02 (1,72)
1,54 (1,32)
20–100
17,41 (1,66)
9
17,15 (1,58)
2,19 (.59)
.62 (.65)
.52 (.85)
.86 (.90)
20–100
40–100
.42 (.42)
69,66 (2,07)
.58 (1,45)
77,16 (2,81)
30–100
76,82 (2,75)
.55 (.52)
.50 (.49)
17,98 (1,64)
30
20,17 (1,44)
1,04 (.79)
2
.22 (1.23)
76,59 (2,73)
.69 (.67)
.99 (.60)
.46 (.62)
20–95
.52 (.88)
17,39 (1,65)
76,93 (2,73)
.55 (.56)
17.09 (1.58)
29
.52 (.12)
40–100
.57 (.31)
.29 (.35)
68,30 (1,95)
1,37 (.66)
14,20 (1,42)
.58 (.18)
50–100
.55 (1,23)
30–95
15,66 (1,44)
.44 (.33)
40–100
.46 (.45)
79,77 (3,05)
.64 (.53)
13,99 (1,40)
.36 (1,00)
.81 (.30)
40–100
82,61 (3,30)
30–100
19,54 (1,61)
.58 (.59)
1
.18 (.49)
70,00 (2,11)
.39 (1,12)
.61 (.58)
60,23 (1,41)
.35 (.37)
16,14 (1,50)
28
21,15 (1,82)
.86 (.95)
1,07 (.87)
1,22 (1,39)
30–100
19,96 (1,76)
.28 (1,13)
50–100
85,57 (3,66)
.26 (.24)
80,23 (3,09)
.28 (.44)
15,77 (1,53)
.50 (.18)
20,93 (1,63)
40–100
16,50 (1,57)
.71 (.19)
.41 (.01)
80,91 (3,11)
Phạm vi
50–100
.32 (.86)
77,84 (2,93)
.47 (1.01)
.49 (.44)
72,61 (2,41)
.15 (.18)
.85 (.56)
90
.55 (.56)
83,30 (3,41)
18,37 (1,60)
27
.42 (.30)
.03 (.08)
.27 (.64)
75,57 (2,64)
.49 (.49)
18,12 (1,59)
Phân tích xác thực (N = 44).
.45 (.72)
30–100
.38 (.42)
71,02 (2,29)
.80 (.15)
17,58 (1,65)
19,48 (1,66)
63,86 (1,75)
.65 (.93)
.79 (1,22)
40–100
.27 (.35)
18.02 (1.59)
50–100
.29 (.45)
30–100 0–
26
.49 (.49)
76,70 (2,73)
.50 (.52)
20–100
11
20,05 (1,84)
.53 (.44)
.31 (.65)
72,05 (2,32)
.40 (.41)
.85 (.90)
Thống kê mô tả cho các mục trên ASSET (và ASSET-6pt) và tải các mẫu nhân tố (l) và hệ số cộng đồng (h2 ) từ Robust Maximum
.71 (.47)
10–100
1,02 (1,00)
40–100
73,07 (2,48)
.56 (.59)
.12 (.15)
69,43 (2,11)
1,16 (1,38)
17,90 (1,50)
81,34 (3,23)
20–100
17,60 (1,51)
.64 (.59)
18
16,32 (1,60)
25
.64 (.07)
.12 (.15)
20–100
.38 (.30)
20–100
10
16,47 (1,66)
.31 (1,27)
40–100
67,95 (2,05)
.49 (.52)
.69 (.60)
Số mục
14
15
13
12
16
17
Thẻ: SD
LA Ruble và cộng sự / Nghiên cứu về phun sơn phổ tự kỷ 7 (2013) 1151–1159
Bảng 1
.78 (.76)
.74 (.72)
.59 (.61)
.62 (.65)
.71 (.70)
.35 (.39)
.39 (.42)
.86 (.85)
.75 (.77)
.74 (.75)
.68 (.67)
.80 (.77)
.74 (.75)
.71 (.72)
.53 (.66)
.70 (.66)
.73 (.74)
.63 (.64)
.54 (.59)
.81 (.78)
.83 (.82)
.69 (.65)
.52 (.59)
.89 (.87)
.70 (.70)
.51 (.49)
.65 (.65)
.70 (.70)
.76 (.77)
.70 (.72)
tính toán hệ số Cronbach a và CI bootstrap 95% (Marso, nd; http://www.spsstools.net/Syntax/Bootstrap/
Máy dịch bởi Google
tôi
Nghiên cứu
BootstrapCIforCronbachAlpha.txt) dựa trên 2000 bootstrap mẫu. Cuối cùng, bằng chứng hợp lệ đã được đánh giá bằng cách ước tính
1154
h2
Một
bằng chứng được cung cấp khi một mối tương quan giả thuyết cụ có mối quan hệ tuyệt đối mạnh mẽ với điểm số thang điểm phụ trên
Trong số 12 mục về sự mất mát hài lòng của ITS, nhưng không có bất kỳ mục nào khác trong hai thang đo phụ ITS. Đối với thang đo MBI,
kiểm tra ban đầu các loại phản hồi (tức là 0–100) được tất cả người trả lời sử dụng trên tất cả các mục TÀI SẢN cho thấy rằng một số
người trả lời không sử dụng toàn bộ giá đánh giá hệ thống 0–100. Hầu như không ai sử dụng các giá trị dưới 50 và hầu hết sử dụng 50 làm
thiếu dữ liệu ở phụ đo thang đo cấp độ từ 2 (4,55%) đến 5 (11,36%) trường hợp hợp, nhưng những trường hợp hợp này bị thiếu dữ liệu ở thang đo phụ
neo thấp. Theo đó, chúng tôi đã thu gọn tất cả các điểm từ 0 đến 50 thành 0 để thiết lập một cơ sở dữ liệu mới. Đối với các điểm trên 50,
của giải pháp nhân tố. Cuối cùng, hệ số mô hình/nhân vật cấu trúc đã được kiểm tra.
Tiêu chuẩn của Gorsuch (1983) là tỷ lệ giá trị riêng đầu tiên nên thứ hai giá trị riêng phải ít nhất là 3:1. Chúng tôi cũng xem xét khả năng giải quyết
Ý nghĩa: giá trị quan trọng là r j.25j.
ước tính cho dữ liệu bị thiếu (Enders, 2010, tr. 269).
Mẫu tính toán nội bộ nhất của giá trị đánh giá của các thành viên về tổng tài sản, thang điểm phụ MBI và thang điểm phụ ITS được ước tính
Không có dữ liệu nào bị thiếu đối với bất kỳ TÀI SẢN nào được sử dụng trong nghiên cứu này, nhưng dữ liệu bị thiếu tồn tại đối với một số mục hoặc toàn bộ
thang điểm phụ trên thang điểm phụ ITS và MBI. Cụ thể, một trường hợp đã trả lời 3 trong số 19 mục về sự nghi ngờ/cần được hỗ trợ của ITS và 6
Chúng tôi cũng đã tiến hành phân tích bổ sung cho nhu cầu duy trì thang điểm 100. Câu hỏi này được theo đuổi vì một
MBI và ITS. Bởi vì chúng tôi đã giả thuyết tiên nghiệm rằng TÀI SẢN điểm sẽ có tương quan tiêu cực với ITS điểm và
phân tích bài hát nhân tố sử dụng các vị trí thô của dữ liệu thô và kiểm tra xem có bao nhiêu giá trị riêng biệt vượt quá giá trị trung bình và
độ lệch sử dụng MLR ước tính trong Mplus, trong khi việc quy định mức độ mục tiêu (m = 20) được phát triển trong SPSS phiên bản 20 là
phần trăm thứ 95, thông qua macro SPSS của O'Connor (2000) . Để xác định xem TÀI SẢN có bao gồm một yếu tố chi phối hay không, chúng tôi đã sử dụng
có mối tương quan thấp với điểm MBI, các bài kiểm tra ý nghĩa một dấu vết đã được thực hiện. Tất cả các mối tương quan đã được kiểm tra ở mức 5%
kết nối mối quan hệ giữa TÀI SẢN và điểm phụ từ MBI và ITS bằng cách sử dụng tương quan Pearson. Hội tụ
được sử dụng để tính toán độ tin cậy của hệ thống. Trong giai đoạn kết thúc giai đoạn, tất cả các biến trong dữ liệu được sử dụng để giúp cung cấp
có rất ít sự thay đổi hoặc sử dụng hạt quýt trong mỗi thập kỷ (ví dụ: 51–60, 61–70). Hầu hết những người tham gia
Enders, 2010, tr. 51), chúng tôi đã giải quyết vấn đề thiếu dữ liệu đối với mối quan hệ giữa các biến, phương tiện và tiêu chuẩn
có xu hướng sử dụng các giá trị tại các điểm cuối của một thập kỷ (ví dụ: 60, 70), với một số ít cũng sử dụng điểm giữa (ví dụ: 55, 65) và hầu như không
không phải lúc nào cũng là một người. Với sự thiên vị và không chắc chắn với việc quy ước giá trị trung bình của mục và quy ước giá trị trung bình của người (xem
Độ nhọn
21
22
20
19
24
23
Phạm vi cho tất cả các mục trên ASSET-6pt là 0–5 ngoại trừ mục 10 là 0–4.
Machine Translated by Google
1155
LA Ruble và cộng sự / Nghiên cứu về phun sơn phổ tự kỷ 7 (2013) 1151–1159
Máy dịch bởi Google
đoạn trong giảng dạy đáp ứng các hướng dẫn do West và cộng sự (1995) đưa ra để phản ánh biến đơn chuẩn tính ánh sáng. Tuy nhiên, điểm số thang đo phụ ITS cho sự mất hài lòng và thất vọng với cha mẹ
có giá trị trôi tuyệt đối > 2 và giá trị tuyệt đối của tốc độ chậm 6, điều này cho thấy hai điểm số thang đo phụ này có thể không phản ánh ánh sáng tính chuẩn biến đơn. Do đó, chúng tôi đã ước tính cấu
hình nhân tố của các ASSET, các ASSET-6pt và các mối tương quan giữa các biến bằng cách sử dụng MLR lượng để tạo ra sức mạnh của nó đối với việc tính toán không chuẩn và xử lý dữ liệu bị thiếu như quan
sát được tìm thấy trên các thang đo phụ MBI và
Đối với dữ liệu của chúng tôi, thước đo Kaiser-Meyer-Olkin về tính đầy đủ của mẫu là .78 đối với ASSET và ASSET-6pt của các mục mục, cho thấy rằng các ASSET mục đó có
Tải trọng mẫu nhân tố và ước tính cộng đồng tương ứng với các ASSET mục và ASSET-6pt mục trên giải pháp một nhân tố đều được trình bày trong hai cột cuối cùng của Bảng 1. Hệ thống số nhân mẫu tố/
cấu trúc cho các mục trên dao động ASSET từ .35 đến .89 và hệ số dao ASSET-6pt mẫu từ .39 đến .87. Tất cả các hệ số được coi là đáng kể và không có sự chồng chéo trong nội dung. Ngoài ra, tất cả các
hệ đều vượt quá mức tối thiểu tiêu chuẩn của Comrey và Lee (1992) để tải nhân tố quan trọng có thể chấp nhận được là .32 (tức là giải thích được 10% phương pháp sai). Mặc dù tiêu chuẩn này được coi là
chủ quan, nhưng tất cả các mục đều có giá trị có ý nghĩa đối với chính nhân tố đó. Phân tích sơ bộ này chỉ ra rằng 30 mục của ASSET và ASSET-6pt đều phản ánh một nhân tố phân phối và giải thích sự
biến đổi và tải trọng nhân tố tương thích với cả hai phương pháp.
Quá trình này dẫn đến các phản hồi được mã hóa lại sau: 0–50 đến 0, 51–60 đến 1, 61–70 đến 2, 71–80 đến 3, 81–90 đến 4 và 91–100 đến 5. Điều này tạo ra một
thứ tự phân loại biến 6 điểm cho mỗi mục. Dựa trên việc phân loại lại, chúng tôi cũng phân tích lại tính toán đa chiều, độ tin cậy và tương quan của dữ liệu bằng thang điểm 6 điểm đã sửa đổi cho các
mục TÀI SẢN (TÀI SẢN-6pt).
CỦA NÓ.
TÀI SẢN-6pt; và điểm thang điểm phụ từ các điểm phụ ITS và MBI. Điểm trung bình chung trên ASSET là 74,5 (SD = 12,1, Độ lệch = 0,59, Độ xoáy = 0,15, Phạm vi = 46,3–94,3) và điểm trung bình trên
ASSET-6pt là 2,58 (SD = 1,11, Độ lệch = 0,39, Độ lệch = 0,38, Phạm vi = 0,17–4,50). Bảng 1 cung cấp mức tối đa để tắt thống kê các mục cấp độ (min, max, trung bình, độ lệch, độ lệch, tốc độ) cho ASSET
và ASSET-6pt. West, Finch và Curran (1995) đã đưa ra mô tả mô tả một biến thể phân phối khá đơn biến nếu quan sát đã tìm thấy các giá trị tuyệt đối của độ lệch < 2 và tốc độ < 7. Theo hướng dẫn này, tất
cả các ASSET và ASSET-6pt và tổng điểm ASSET và ASSET-6pt đều có các giá trị tuyệt đối của độ và tốc độ phân tích. Tương tự, kiểm tra đa biến của Mardia đối với tốc độ không có thống kê ý nghĩa đối với
các ASSET mục, 956,37, p = .78 hoặc các mục ASSET-6pt, 945,19, p = .26. Tuy nhiên, hãy kiểm tra Mardia đối với mức độ dao động đa biến có ý nghĩa thống kê đối với cả hai mục ASSET, 711,28, p = 0,006
và các mục ASSET-6pt, 687,23, p < .001. Ngoài ra, một biểu đồ thống kê khoảng cách Mahalanobis trên phần trăm giá trị X2 được sắp xếp theo thứ tự của mỗi cuộc khảo sát trong mẫu cho các ASSET mục được
tìm thấy không phải là phân phối chuẩn đa biến gần đúng vì các điểm được vẽ nằm ngoài đường 458 (xem Marcoulides & Hershberger, 1997). Điều chỉnh tương thích cũng được tìm thấy đối với ASSET-6pt
item. Dựa trên biến lớn độ lệch giá trị và có thống kê ý nghĩa tương tự với biểu đồ biểu đồ cho biến số chuẩn tính, mỗi tập hợp ASSET mục và ASSET-6pt mục có khả năng không phản ánh chuẩn bị phân phối
đa biến.
vâng.
một giá trị được sử dụng bất kỳ giá trị nào khác (ví dụ: 51, 52, .56, 57, vv). Do đó, chúng tôi đã thu gọn tất cả các giá trị trong mỗi thập kỷ thành một danh mục mới duy nhất (51–60 = 1, 61–70 = 2,
vv).
Ngoài ra, còn hỗ trợ thống kê các biến đơn giản và tốc độ cho điểm số trên cả ba thang đo phụ MBI và điểm số thang đo phụ ITS cho sự nghi ngờ/cần hỗ trợ và gián đoạn
Giá trị sau được đặt riêng lớn hơn một đối với ASSET và ASSET-6pt. Để hiểu đầy đủ dữ liệu, chúng tôi đã kiểm tra các giải pháp từ hai đến sáu yếu tố bằng cách sử dụng các giải pháp trực tiếp và không
trực giao giao dịch, nhưng không thể đưa ra các giải pháp có ý nghĩa từ các giải pháp này bằng cách sử dụng bất kỳ tập hợp mục nào. Do đó, dựa trên công việc kiểm tra biểu đồ biểu đồ, phân tích bài
hát sử dụng giá trị trung bình và tỷ lệ giá trị riêng thứ 95, tỷ lệ giá trị riêng thứ nhất để thứ hai, khả năng diễn giải các giải pháp và kỳ niệm khái niệm về một cấu trúc đơn chiều, người ta xác
định rằng các TÀI SẢN và các mục TÀI SẢN-6pt có thể được giải quyết tốt nhất bằng một rút gọn chung chi phối.
2. Kết quả
tách các loại.
có thể được nhóm thành một tập hợp nhỏ hơn các yếu tố cơ bản. Ngoài ra, hãy kiểm tra tính toán của Bartlett có ý nghĩa thống kê đáng kể đối với các mục
Thống kê sơ đồ mô tả và các bài kiểm tra về tính toán chuẩn được tính toán trên các mục cấp độ phản hồi cho ASSET và ASSET-6pt; tổng điểm trên ASSET và
ASSET, X2 (435) = 1465,6, p < .001 và ASSET-6pt các mục, X2 (435) = 1449,01, p < .001, cho thấy rằng có sự hỗ trợ cho quá trình phân tích nhân tố tối ưu giữa các mục ASSET và ASSET-6pt. Do đó, tính
toán đa chiều đã được kiểm tra bằng cách sử dụng phân tích nhân tố. Trong mẫu của chúng tôi, các nhân tố ưu tiên được sử dụng ưu tiên
độ giải thích đạt 49,24% (giá trị riêng là 14,77) về tính năng biến động trong các TÀI SẢN, tiếp theo là 8,61% (2,58) cho hai nhân tố thứ hai. Tương tự như vậy, yếu tố tiên tiên sử dụng ưu thế giải
thích được 49,87% (giá trị riêng là 14,96) về tính biến động trong các sản phẩm TÀI SẢN-6 điểm, tiếp theo là 8,61% (2,58) cho yếu tố thứ yếu
Điều quan trọng cần lưu ý là chúng tôi đã cân nhắc sử dụng phân tích thang đánh giá Rasch để xác định số lượng tối ưu của các loại giá đánh giá, nhưng thực hiện quy định mô hình nhỏ (n = 44) và
số lượng lớn các mục trên TÀI SẢN, chúng tôi đã chọn công việc trong lịch sử kiểm tra cổ điển mẫu cho tất cả các phân tích. Steps
2.1. Tính tối đa chiều của TÀI SẢN
sơ bộ trong các phân tích này Đóng chặt theo các bước được thực hiện trong phân tích Rasch (xem Smith, Wakely, De Kruif, & Swartz, 2003; Toland & Usher, 2011, để biết các ứng dụng tương tự của phân
tích Rasch đối với các kết quả tự động của các mục) và các bước được Wright và Linacre (1992) đưa ra đề xuất để kết hợp hợp lý và chia
Machine Translated by Google