البنية العاملية وتكافؤ القياس لاختبار المصفوفات المتتابعة المعياري لرفن لدى طلاب المرحلة الإعدادية والثانوية في ضوء نموذج المعادلة البنائية

النسخ

1 البنية العاملية وتكافؤ القياس الختبار المصفوفات المتتابعة المعياري لرفن لدى طالب المرحلة اإلعدادية والثانوية في ضوء نموذج المعادلة البنائية إعداد سوسن د/ شلبي العال أبو إب ارهيم أستاذ مساعد بقسم علم النفس التربوي كلية الد ارسات العليا للتربية - جامعة القاهرة

2 البنية العاملية وتكافؤ القياس الختبار المصفوفات المتتابعة المعياري لرفن 46 لدى طالب المرحلة اإلعدادية والثانوية في ضوء نموذج المعادلة البنائية

3 العلوم التربوية/ العدد ال اربع ج 1 / أكتوبر البنية العاملية وتكافؤ القياس الختبار المصفوفات المتتابعة المعياري لرفن لدى طالب المرحلة اإلعدادية والثانوية في ضوء نموذج المعادلة البنائية د/ سوسن إب ارهيم أبو العال شلبي 1 المقدمة: تعد االختبا ارت النفسية من أهم أدوات القياس في مجال علم النفس وتحديدا في مجال القياس العقلي حيث يت ازيد اهتمام الباحثين بها يوما بعد يوم وذلك منذ بدأت حركة القياس النفسي على يد العالم الفرنسي بينيه (1905) Binet والذي يرجع له الفضل األول في بناء أول اختبار عقلي للتمييز بين األطفال في مستوى القدرة العقلية. كما تعد أعمال سبيرمان )1939 Spearman 1949( وتلميذه رفن بمثابة البداية الحقيقية والمبكرة لد ارسة طبيعة العامل العام في الذكاء. General Intelligence (g) وقد حظيت اختبا ارت المصفوفات المتتابعة لرفن Raven s Progressive Raven s Standard المتتابعة المعياري )المصفوفات Matrices Tests Raven s والمصفوفات المتتابعة المتقدم Progressive Matrices (SPM) (APM) Advanced Progressive Matrices واختبار المصفوفات المتتابعة الملون (CPM)( Colored Progressive Matrices بدعم قوي وكبير منذ بدايات ظهورها نظ ار لتحررها من أثر الثقافة Culture-fair فهي غير متحيزة ثقافيا وال تستخدم عامل اللغة إال في تعليمات االختبار كما أنها متحررة من عامل السرعة. وقد حظي اختبار المصففات المتتابعة المعياري لرفن تحديدا بدعم جانب من الباحثين فيصف (127.p (Spearman,,1946 اختبار المصفوفات المتتابعة المعياري "بأنه أفضل اختبار غير لفظي لقياس العامل العام" ويؤيد & (Vernon (234.p Parry,,1949 وجهة نظر Spearman بأن "اختبار رفن من أنقى اختبا ارت العامل العام". ويؤكد (646 :P (Jensen,,1980 نفس وجهة النظر مؤكدا "أن البنية العاملية الختبار المصفوفات تقيس بوضوح العامل العام( g ) باإلضافة إلى عاملين آخرين )اإلد ارك األداء( إال أن هذه العوامل ضعيفة وال تتكرر من د/ سوسن إب ارهيم أبو العال شلبي: أستاذ مساعد بقسم علم النفس التربوي بمعهد الد ارساات التربوية بجامعة القاهرة.

4 البنية العاملية وتكافؤ القياس الختبار المصفوفات المتتابعة المعياري لرفن 48 لدى طالب المرحلة اإلعدادية والثانوية في ضوء نموذج المعادلة البنائية تحليل آلخر". 664). P: (In Mackintosh & Bennett, 2005, وعلى الرغم من هذا االستخدام واسع االنتشار الختبا ارت المصفوفات المتتابعة لرفن منذ أكثر من نصف القرن إال أن ثمة جداال بين كثير من الباحثين Ellis, (Van der Ven & 2000; Lynn, Allik, and Irwing, 2004; Vigneau & Bors,2005; Bakhiet (2015) Lynn, Haseeb, Seddieg, Cheng & حول البنية العاملية لالختبار وكونه أحادي البعد.Unidimensional Nature هذا وقد تكررت المشكالت المتعلقة بعدد العوامل وتسميتها الختبار المصفوفات المتتابعة المتقدم لرفن وهو يعد إصدا ار أصعب من اختبار المصفوفات المتتابعة المعياري لرفن حيث إن مفرداته مشتقة من مفردات اختبار المصفوفات المتتابعة المعياري. فبينما يؤكد بعض الباحثين (Alderton and (1993 Woehr, Larson, ;1990 Arthur and أنه يقيس بشكل نقي العامل العام نجد أن البعض اآلخر يشككون في األمر. ففي د ارسة (1994) Lynn التي تمت على عينة من الذكور واإلناث بلغت أعمارهم خمسة عشر عاما توصلت إلى أن اختبار المصفوفات المتتابعة المتقدم لرفن يقيس القدرة على االستدالل لدى اإلناث ويقيس القدرة المكانية لدى الذكور. كما توصل DeShon, Chan, and (1995) Weissbein إلى أن االختبار يقيس عاملين هما القدرة التحليلية اللفظية والقدرة على التصور في الف ارغ. بينما تشير د ارسة Colom and Garcia-Lopez (2002) إلى أن اختبار المصفوفات المتتابعة المتقدمة لرفن يقيس عاملي ن هما القدرة على االستدالل والقدرة المكانية. كما اختبرت د ارسة Vigneau & Bors (2005) أحادية البعد لمقياس المصفوفات المتتابعة المتقدم لرفن بصورته المطولة لالختبار )36 مفردة( والمختصرة )12 مفردة( وذلك على عينة من طالب الجامعة وذلك باستخدام التحليل العاملي ونموذج ارش. وقد استخدمت الد ارسة التحليل العاملي االستكشافي بطريقة المكونات األساسية ولقد أسفرت نتائج التحليل العاملي االستكشافي للنسخة المختصرة عن عاملين بينما أسفرت النتائج عن ثالثة عوامل للنسخة المطولة. وعلى الرغم من غموض نتائج التحليل العاملي االستكشافي إال أن نتائج التحليل باستخدام نموذج ارش قد أيدت وبقوة أن الصورتين المطولة والمختصرة من اختبار رفن للمصفوفات المتقدمة متعددة األبعاد. وقد وظف جانب من الد ارسات ;2004 Irwing, (Lynn, Allik, & 2015) Lynn, Bakhiet, Haseeb, Seddieg, Cheng & باإلضافة للتحليل

5 العلوم التربوية/ العدد ال اربع ج 1 / أكتوبر العاملي االستكشافي كل من التحليل العاملي التوكيدي من الدرجة األولى والثانية والتحليل الهرمي للتحقق من البنية العاملية الختبار المصفوفات المتتابعة المعياري لرفن. وقد اعتمدت هذه الد ارسات في تحليل معامالت االرتباط الرباعية على طريقة المربعات الصغرى الموزونة للتقدير Weighted Least Square Parameter (WLSMV) estimation نظ ار ألن مفردات االختبار ال تتسم باالعتدالية فعندما تتوزع المفردات بشكل غير اعتدالي فإن استخدام طريقة دالة الترجيح القصوى (ML( Maximum Likelihood تؤدي إلى تقدي ارت متحيزة لمعالم النموذج وعلى الرغم من إمكانية تحسين مطابقة النموذج باستخدام طريقة Robust Maximum (MLM) Likelihood إال أنه وفي حالة أن تكون البيانات شديدة االلتواء كما هو الحال في بيانات اختبار رفن يصعب معها مطابقة النموذج باستخدام هذه الطريقة في التقدير (2006.(Brown, وحري بالذكر أنه نظ ار للطبيعة التصنيفية لبيانات احتبار المصفوفات المتتابعة المعياري لرفن حيث تتمثل االستجابة على كل مفردة في استجابة ثنائية Dichotomous ) 0.1 ( فإنه يتحتم على الباحثين استخدام التحليل العاملي للبيانات الثنائية وهو تحليل يعتمد على حساب معامالت االرتباط الرباعية Tetrachoric correlations بين المتغي ارت الكامنة التي تندرج ضمنها أو تشبعت عليها المتغي ارت )المفردات( المشاهدة الثنائية وذلك بدال من االعتماد على تباين/ تغاير المتغي ارت المشاهدة كما هو الحال في المتغي ارت المتصلة. وعلى الرغم من تأكيد جانب كبير من الباحثين على عدم وجود فروق بين الجنسين في الذكاء حيث يشير سيلجمان )72 :p (Seligman,,1998 إلى "أن متوسط القدرة العقلية للذكور واإلناث واحدة". كما يرى (416:p Lubinski,,2000 "أن غالبية الباحثين يتفقون على أن لدى كال الجنسين متوسطات متساوية في الذكاء العام" ويوضح (91.p (Bartholomew,,2004 "أن الذكور يتفوقون على اإلناث في حجم العقل إال أن ذلك ال يصاحبه تفوق في األداء المعرفي لهم مقارنة باإلناث." ويؤكد (233:p (Halpern,,2012 على أن "درجات كال الجنسين متطابقة تماما في اختبا ارت الذكاء." إال أن (829:p (Anderson,,2004 يشير إلى أري مخالف موضحا أن "من النتائج المهمة المتعلقة باختبا ارت الذكاء عدم وجود فروق دالة إحصائيا بين الجنسين في متوسطات القدرة العقلية وهذه النتيجة صحيحة حال استخدام اختبا ارت الذكاء التي تقيس القدرة العامة كما تقاس بنسبة الذكاء IQ باستخدام اختبار القد ارت العقلية العامة مثل اختبا ارت وكسلر المختلفة أو اختبار رفن للمصفوفات المتتابعة." ويدعم كل من Colom, (Dolan,

6 البنية العاملية وتكافؤ القياس الختبار المصفوفات المتتابعة المعياري لرفن 50 لدى طالب المرحلة اإلعدادية والثانوية في ضوء نموذج المعادلة البنائية p:194) Abad, Wicherts, Hessen &Van de Sluis 2006, نفس الفكرة مؤكدا على " أن الفروق بين الجنسين في اختبار رفن للمصفوفات ال وجود لها." األمر الذي يثمنه( p:103 (Hines,,2004 مشي ار إلى "أنه ال توجد فروق بين الجنسين في القدرة العامة." وعلى الرغم من وجود أدلة بحثية ارسخة تؤيد عدم وجود فروق بين الجنسين في العامل العام للذكاء إال أن نظرية (1999, Lynn ) "النظرية النمائية للفروق بين الجنسين" Differences Developmental Theory of Sex تساند فكرة أن هناك فروقا بين الجنسين في الذكاء العام. فعلى سبيل المثال أشارت نتائج د ارسة (2004 Irwing, (Lynn, Allik & إلى أن أداء الفتيات على الدرجات الفرعية والعامل العام على اختبار المصفوفات المتتابعة المعياري لرفن كانت أفضل من أداء الذكور بالنسبة ألف ارد العينة في عمر )12( سنة بينما لم تكن الفروق دالة بالنسبة لألف ارد في عمر 14 سنة. وكان أداء الذكور أفضل من أداء اإلناث في عمر 17 سنة وذلك في الدرجات الفرعية والعامل العام ما عدا القدرة على التصور المكاني. كما دعمت د ارسة Lynn, (Bakhiet, Haseeb, Seddieg, Cheng & (2015 نتائج د ارسة Irwing, 2004 Lynn, Allik & حيث توصلت إلى أن وجود فروق دالة إحصائيا في كل من الدرجات الفرعية للعوامل الثالثة والدرجة الكلية. استم اررية الجشطلت القدرة البصرية المكانية االستدالل التحليلي اللفظي( التي أسفر عنها التحليل العاملي الختبار المصفوفات المتتابعة المعياري لرفن ولصالح الذكور لألعمار من )14 18(. ويرى (1996) Veenhoven أن االختالفات أو الفروق بين المجموعات قد تكون نتاج أن مفردات االختبار ال تحمل نفس الدالالت والمعاني عبر المجموعات محل المقارنة. فقد يختلف تفسير أف ارد عينة الد ارسة لبعض الكلمات في مفردات االختبار وذلك بسبب اختالف اللغات المستخدمة في االختبار أو بسبب بعض االختالفات الثقافية بين الشعوب. ومن ثم فإن دقة التفسير للفروق بين المجموعات في العامل الكامن ال تكون دقيقة وال يمكن االعتماد عليها. بمعنى آخر أن المقياس ال يقيس على نحو متشابه نفس البنى الكامنة عبر المجموعات وفي هذه الحالة يعد االختبار متحي از. ومن ثم فالفروق بين المجموعات ال تعكس فروقا حقيقية في المتغير الكامن. وحتى يمكن مقارنة المجموعات فالبد من التحقق من تكافؤ القياس.

7 العلوم التربوية/ العدد ال اربع ج 1 / أكتوبر ويعرف (2003) Watkin Byrne & تكافؤ القياس بأنه ثبات العمليات أو الوظائف التي من المفترض أن تقيسها أداة القياس عبر المجموعات المختلفة بمعنى أن إد ارك وتفسير محتوى بنود أداة القياس تكون متكافئة إذا ما تم فحصها لدى مجموعات مختلفة. يعد تكافؤ القياس أحد المسلمات األساسية التي يجب إثباتها قبل الشروع في مقارنة المجموعات ببعضها البعض واال فإن تلك المقارنات لن تكون ذات معنى وصحيحة كما أن التفسي ارت المترتبة عليها لن يجانبها الصواب. فتكافؤ القياس يضمن تفسير الفروق بين المجموعات محل المقارنة في ضوء االختالفات في البنى التحتية أو المتغير الكامن. ويرى (2002) Abad Colom and Garc_ıa, Juan-Espinosa, and أن الفروق بين الجنسين في العامل العام في اختبار رفن للمصفوفات ترجع إلى أن بناء االختبار يعتمد بشكل كبير على القدرة المكانية البصرية لذا فتفوق الذكور على اإلناث في هذا االختبار ليس حقيقيا. وقد دعمت نفس النتيجة د ارسة Colom (2002) Garc_ıa-L_opez and التي تناولت الفروق بين الجنسين في العامل العام حيث استخدمت اختبار المصفوفات المتقدم لرفن وبطارية القد ارت العقلية األولية لسبيرمان. وقد أظهرت النتائج تفوق الذكور على اإلناث في اختبار رفن )العتماده على القدرة المكانية البصرية التي يتميز بها الذكور( بينما تفوقت اإلناث على الذكور في بطارية سبيرمان )العتماده على الصيغة اللغوية التي تتميز بها اإلناث(. لذا تسعى الد ارسة الحالية بداية إلى استكشاف طبيعة البنية العاملية الختبار المصفوفات المتتابعة المعياري لرفن باستخدام كل من التحليل العاملي االستكشافي للبيانات التصنيفية والتحليل العاملي التوكيدي من الدرجة األولى والدرجة الثانية للبيانات التصنيفية وكذلك التحليل الهرمي وذلك باستخدام طريقة المربعات الصغرى الموزونة للتقدير Weighted Least Square Parameter Estimation.(WLSMV) التي تتالءم وطريقة تصحيح مفرداته الثنائية )1 0(. ثم التحقق من تكافؤ القياس لالختبار بين الذكور واإلناث باستخدام التحليل العاملي التوكيدي متعدد المجموعات Multi-Groups Confirmatory Factor Analysis وذلك لالطمئنان إلى أن الفروق بين المجموعات محل المقارنة فروق حقيقية ويمكن تفسيرها في ضوء االختالفات في المتغير الكامن. وأخي ار مقارنة متوسطات المجموعات في العوامل من الدرجة األولى والعامل العام )الذكاء العام( بحسب الجنسين في كل مستوى من المستويات العمرية. مشكلة الد ارسة:

8 البنية العاملية وتكافؤ القياس الختبار المصفوفات المتتابعة المعياري لرفن 52 لدى طالب المرحلة اإلعدادية والثانوية في ضوء نموذج المعادلة البنائية تتمثل مشكلة الد ارسة في األسئلة التالية: 1. ما طبيعة البنية العاملية الختبار المصفوفات المتتابعة المعياري لرفن 2. هل اختبار المصففات المتتابعة المعياري لرفن ذو بنية عامليه هرمية تتكون من عوامل من الدرجة األولى تتشبع على عامل عام من الدرجة الثانية 3. هل يتحقق تكافؤ القياس الختبار المصفوفات المتتابعة المعياري لرفن بأنواعه المختلفة )الشكلي القوي( لدى الذكور اإلناث 4. هل توجد فروق دالة إحصائيا بين الجنسين )ذكور إناث( في المستويات العمرية 13( ) في متوسطات درجات الذكاء العام وعوامله الفرعية على اختبار المصفوفات المتتابعة المعياري لرفن أهداف الد ارسة: تسعى الد ارسة الحالية إلى: 1 -وصف طبيعة البنية العاملية الختبار المصفوفات المعياري لرفن وهل يقيس القدرة على العامل العام (g) أم أنه يقيس باإلضافة إلى ذلك عوامل أخرى. 2- فهم طبيعة البنية العاملية الهرمية الختبار المصفوفات المتتابعة المعياري لرفن اعتماد ا على نتائج التحليل العاملي التوكيدي من الدرجة الثانية وباستخدام تحويل.Leiman Schmid Transformation 3- التحقق من تكافؤ القياس )الشكلي والقوي( الختبار المصفوفات المعياري لرفن باستخدام التحليل العاملي التوكيدي متعدد المجموعات Multi-Groups Confirmatory Factor Analysis بين الذكور واإلناث. 4 -وصف وفهم طبيعة الفروق بين الجنسين في متوسطات درجاتهم على العوامل الفرعية والدرجة الكلية )العامل العام( الختبار المصفوفات المتتابعة المعياري لرفن وذلك في ضوء متغير النوع االجتماعي وبحسب كل مستوى من المستويات العمرية. أهمية الد ارسة: 1 -إن طبيعة البنية العاملية الختبار المصفوفات المتتابعة المعياري لرفن تعد مثار جدال بين بعض من علماء النفس المعاصرين فعلى الرغم من تيقن الباحثين في مطلع القرن العشرين بأحادية البعد لالختبار إال أن نتائج الد ارسات الحديثة المدعومة بتوظيف أساليب إحصائية أكثر مالءمة لطبيعة االستجابة على مفردات االختبار لم تبرهن على أن االختبار أحادي البعد. لذا فقد تلقي

9 العلوم التربوية/ العدد ال اربع ج 1 / أكتوبر نتائج الد ارسة الحالية ببعض الضوء لترجيح كفة أي من الفريقين في البيئة العربية. 2 -إن التحقق من تكافؤ البنية العاملية الختبار المصفوفات المتتابعة المعياري لرفن بين الجنسين يساعد على التأكد من عمومية البنية العاملية لالختبار بين الجنسين ومن ثم يجعل الباحثين أكثر اطمئنانا لكون الفروق بين الجنسين في درجات اختبار المصفوفات المتتابعة المعياري لرفن تعكس فروقا كمية حقيقية في الذكاء األمر الذي يضمن للباحثين أكبر قدر من العدالة عند المقارنة بين المجموعات المختلفة األمر الذي قد يلقي بالضوء حول الصدق التجريبي للنظرية "النمائية للفروق بين الجنسين" المتعلقة بالفروق الفردية في الذكاء بين الجنسين. 3 -ندرة الد ارسات على المستوى العربي واألجنبي- في حدود علم الباحثة التي تناولت د ارسة التكافؤ العاملي الختبار المصفوفات المتتابعة المعياري لرفن بين الجنسين. مصطلحات الد ارسة: النموذج العاملي من الدرجة الثانية Second- Order Factor Model والنموذج العاملي الهرمي Hierarchical Factorial Model النموذج العاملي من الدرجة الثانية: هو نموذج يشتمل على عامل عام يندرج تحته عدد من العوامل األساسية التي تنتمي إلى مستوى أقل منه وهو يستطيع أن يفسر التباين في درجات هذه العوامل األساسية التي بدورها تستطيع تفسير التباين في عدد من المتغي ارت. (165 :P (VandenBos,,2015 النموذج العاملي الهرمي: هو أسلوب إحصائي يأخذ بعين االعتبار العالقات بين عدد من المتغي ارت األساسية في المستوى األقل التي يمكن أن ت فسر بعامل عام أو بعامل من الدرجة األعلى.( 165 :P (VandenBos,,2015 ويعد Humphreys(1962) من أوائل الباحثين الذين أشاروا إلى النماذج العاملية الهرمية ويوضح McDonalds(1999) أن النماذج العاملية الهرمية تتم بناء على الحل الذي يقترحه النموذج العاملي من الدرجة األعلى Higher Order Model حيث يتم إج ارء تحويالت على الحل المقترح من النموذج من الدرجة األعلى باستخدام تحويل Leiman- Schmid Transformation الذي يعتمد في حساباته بشكل أساسي على الحل الذي يقدمه النموذج العاملي من الدرجة األعلى لذا فكل من النموذج من الدرجة األعلى )الثانية في حالة الد ارسة الحالية( والنموذج الهرمي

10 البنية العاملية وتكافؤ القياس الختبار المصفوفات المتتابعة المعياري لرفن 54 لدى طالب المرحلة اإلعدادية والثانوية في ضوء نموذج المعادلة البنائية )ممثال في تحويل ) Leiman Schmid Transformation هو ببساطة تمثيالت بديلة لنفس النموذج. 2007a) ( In Gignac, وقد استخدمت الد ارسة الحالية تحويل Leiman- Schmid Transformation لتقدي ارت النموذج العاملي من الدرجة الثانية للتوصل إلى النموذج العاملي الهرمي الختبار رفن للمصفوفات المتتابعة المعياري. تكافؤ القياس: Measurment Invariance تعرفه Watkin, Byrne and 2003 بأنه ثبات العمليات أو الوظائف التي من المفترض أن تقيسها أداة القياس عبر المجموعات المختلفة بمعنى أن إد ارك وتفسير محتوى بنود أداة القياس تكون متكافئة إذا ما تم فحصها لدى مجموعات مختلفة من المفحوصين على المقياس. بمعنى أن األف ارد من المجموعات المختلفة والذين لديهم نفس السمة أو القدرة الكامنة ينبغي أن يحصلوا على نفس الدرجات المشاهدة المتوقعة على األداة موضع القياس سواء على مستوى المفردة أو العوامل الفرعية. التكافؤ العاملي: هو تحقق كل من تكافؤ القياس Measurement Invariance والتكافؤ البنائي Structure Invariance لالختبار وذلك عند المقارنة بين المجموعات. وبداية يتم التحقق من تكافؤ القياس لالختبار حيث يتيح هذا اإلج ارء التحقق من أن مفردات االختبار المستخدمة في الد ارسة تقيس نفس البنى النظرية )العوامل الكامنة( في كل المجموعات محل المقارنة ثم يتم التحقق من التكافؤ البنائي وفي حال عدم تحقق تكافؤ القياس لالختبار فلن تكون نتائج المقارنات ذات معنى ومن ثم فال يمكن التأكد من التكافؤ البنائي لالختبار فتكافؤ القياس متطلب أساسي لتنفيذ التكافؤ البنائي. (Wang & Wang, 2012, P: 208). التكافؤ الشكلي :Configural Or Pattern Invariance يقصد به أن تكون النماذج محل المقارنة عبر المجموعات لها نفس المعالم الحرة )المقدرة( Free Parameters والمعالم الثابتة )غير المقدرة( Fixed Parameters دون وضع أي قيود بالتساوي Equal Constrains على أي من معالم النموذج. & (Wang Wang, 2012, P: 208). التكافؤ الضعيف :Weak Or Metric Invariance يقصد به تكافؤ األو ازن االنحدارية عبر المجموعات محل المقارنة واألو ازن االنحدارية توضح قوة العالقات الخطية بين المفردات والعوامل التي تنتمي إليها. فتحقق التكافؤ

11 العلوم التربوية/ العدد ال اربع ج 1 / أكتوبر الضعيف بين المجموعات يعني أن المفردات والعوامل الكامنة تقاس بنفس الطريقة في المجموعات محل المقارنة. 208). P: (Wang & Wang, 2012, التكافؤ القوي :Strong Or Scalar Invariance وهو يتمثل في وضع قيود بالتساوي على كل من األو ازن االنحدارية والبواقي Intercept/threshold عبر المجموعات محل المقارنة. 208). P: (Wang & Wang, 2012, تكافؤ القياس المتشدد :Scalar Invariance وفيه يتم وضع قيود بالتساوي على تباينات الخطأ باإلضافة إلى تساوي التشبعات والبواقي وذلك بين المجموعات محل المقارنة. 208) P: (Wang & Wang, 2012, اإلطار النظري والد ارسات السابقة: اختبا ارت المصفوفات لرفن: قدم رفن ثالثة اختبا ارت لقياس الذكاء أو العامل العام: اختبار المصفوفات المتتابعة المعياري (SPM) واختبار المصفوفات المتتابعة المتقدم (APM) واختبار المصفوفات المتتابعة الملون.(CPM) وتتناول الد ارسة الحالية اختبار المصفوفات المتتابعة المعياري لرفن وذلك نظ ار لعدة أسباب: تناوله لشريحة عمرية كبيرة )ست سنوات وما بعدها( مقارنة باالختبارين اآلخرين فاختبار المصفوفات المتتابعة الملون يتناسب والمرحلة العمرية من )خمس سنوات إلى أحد عشر عاما ( بينما يتالءم اختبار المصفوفات المتتابعة المتقدم لمن تزيد أعمارهم عن أحد عشر عاما من متوسطي ومرتفعي الذكاء. وفي نفس الوقت يتمتع اختبار المصفوفات المتتابعة المعياري لرفن بقدرته على تشخيص حاالت الضعف العقلي وحاالت التفوق العقلي أيضا. األساس النظري الختبار المصفوفات المتتابعة المعياري لرفن: تعد نظرية العاملين Spearman هي األساس النظري الذي ارتكز عليه بناء اختبار المصفوفات لرفن وحري بالذكر أن Spearman أول من صمم نظرية لقياس الذكاء وقد نشرها في مجلة علم النفس األمريكية في عام )1904( حيث توصل إلى مصفوفة من االرتباطات بين درجات االختبار والدرجات األكاديمية والحظ أنه يمكن ترتيبها بطريقة هرمية وتحليلها بحيث توضح أن كل المتغي ارت تقيس عامال واحدا فقط بصورة مشتركة ولكن بدرجات مختلفة وبذلك فإن كل اختبار من مجموعة ما يتم اعتباره على أنه يقيس عامال واحدا عاما تشترك فيه جميع االختبا ارت األخرى باإلضافة إلى عامل خاص ينفرد به ذلك االختبار. ويشير Spearman أن العامل العام عبارة عن طاقة عقلية عامة متضمن في كافة األنشطة العقلية للفرد وتظهر على نحو خاص في القدرة على إد ارك العالقات أما العامل الخاص يظهر في

12 البنية العاملية وتكافؤ القياس الختبار المصفوفات المتتابعة المعياري لرفن 56 لدى طالب المرحلة اإلعدادية والثانوية في ضوء نموذج المعادلة البنائية مها ارت ومهام خاصة ومحدود بقد ارت معينة كالقدرة على االستدالل أو القدرة على االبتكار أو القدرة اللفظية أو القدرة العددية. (سامي ملحم 2002(. وقد صمم رفن اختبار المصفوفات المتتابعة المعياري عام 1939 ليقيس وبشكل نقي العامل العام وفي هذا السياق أشار Court, (Raven, Raven, and (34.p,2000 إلى "أن اختبار المصفوفات المتتابعة المعياري لرفن يعد من أفضل المقاييس التي تقيس بشكل نقي ودقيق العامل العام أو القدرة العقلية العامة". وعلى الرغم من ذلك يشير (1980) Cattell إلى أن اختبار المصفوفات المتتابعة المعياري لرفن ال يقيس بشكل نقي الذكاء السائل نظ ار لكون بنوده ال تشتمل على مجموعات متنوعة )على األقل من أربعة إلى خمسة أنواع( من االختبا ارت الفرعية مثل المتسلسالت المقارنات المصفوفات التصنيفات وذلك إللغاء أثر وجود نوع واحد من االختبا ارت الفرعية في االختبار,1980 (Cattell, (337 :p. ويؤيد (1980a) Jensen وجهة نظر Cattell حيث يرى أن اختبار المصفوفات لرفن برغم تشبعه بالعامل العام بدرجة كبيرة فإن هناك تباينا في درجاته يرجع إلى استخدام صيغة واحدة من المشكالت )المصفوفات( لم تتغير خالل مفرداته الستين وهذا على العكس من اختبار Cattell الذي استخدم ووظف أنواعا مختلفة من المفردات التي تقيس االستدالل غير اللفظي األمر الذي ترتب عليه أن ال يسهم نوع المفردات المستخدمة في بناء اختبار كاتل في تفسير جانب من التباين في الدرجة الكلية لالختبار. ففي هذه الحالة يمكن إرجاع التباين في الدرجة الكلية لالختبار للعامل العام فقط دون أن يكون لنوع المفردة المستخدم إسهام في تفسير التباين في الدرجة الكلية لالختبار. أوالا-البنية العاملية الختبار المصفوفات المتتابعة المعياري لرفن: على الرغم من أن ثمة اعت ارفا عالميا بين جانب من الباحثين بأن اختبار المصففات المتتابعة المعياري لرفنيقيس بشكل نقي القدرة على االستدالل والعامل العام (2002) Çikrikçi-Demirtaşli, فريح محمد العطوي )2006( رحاب سعيد الحكماني )2008( صالح الدين فرح عطا هللا )2010( صالح الغماري )2011( عمر هارون الخليفة ومنتصر كمال الدين وحاج شريف حسين )2011( صالح الدين فرح عطا هللا )2012( (2012) Al-Shahomee, عطاف محمود أبو غالي نظمي عودة أبو مصطفى )2014( إال أن هناك فئة أخرى من الباحثين & Chan, (Lynn,1994; DeShon, Weissbein,1995; Van der Ven & Ellis, 2000; Colom and

13 العلوم التربوية/ العدد ال اربع ج 1 / أكتوبر Garcia-Lopez, 2002 ;Lynn, Allik & Irwing, 2004; Wicherts, Dolan, Carlson & van der Maas, 2010; Bakhiet, Haseeb, (2015 Lynn, Seddieg, Cheng & يؤكدون على أنه ال يقيس عامال عاما وانما يقيس باإلضافة لذلك عدة عوامل أخرى. إال أن المتأمل لد ارسات الفريقين سيلحظ اختالفا واضحا في المنهجية واإلج ارءات واألساليب اإلحصائية التي ركن إليها الباحثون في سبيل التحقق من البنية العاملية الختبار المصفوفات المتتابعة المعياري لرفن واازء هذا التنوع تباينت النتائج وبدت متعارضة. في ضوء هذه المالحظة يمكن تصنيف الد ارسات التي تناولت البنية العاملية الختبار المصففات المتتابعة المعياري لرفنإلى فئتين رئيستين: أ-د ارسات تدعم البنية العاملية أحادية العامل التي تصنف بدورها إلى فئتين في ضوء اإلج ارءات التي اعتمدت عليها في التحقق من ذلك: 1 -د ارسات سعت للتحقق من البنية العاملية الختبار المصفوفات المتتابعة المعياري لرفن باستخدام التحليل العاملي االستكشافي بطريقة المكونات األساسية لمفردات االختبار الستين وذلك في إطار النظرية الكالسيكية في القياس ونظرية االستجابة للمفردة - نظ ار لكون أحادية البعد هي إحدى مسلمات نظرية االستجابة للمفردة الواجب التحقق منها- وقد بنت تلك الد ارسات نتائجها في ضوء نتائج اختبار الت اركم ونسبة التباين المفسر حيث تعتبر هذه الد ارسات أن العامل األول في نتائج التحليل العاملي االستكشافي في حال قدرته على تفسير نسبة )20%( فأكثر من التباين في الدرجة الكلية لالختبار فهذا يعد دليال على أنه عامال عاما. وحري بالذكر أن الباحثة لم تجد في حدود علمها- ما يدعم هذا األساس الذي استندت إليه هذه الفئة من الد ارسات في تفسيرها للعامل العام سواء في الد ارسات أو البحوث العلمية التي اطلعت عليها وتناولت التحليل العاملي. وفي هذا السياق قارنت د ارسة( 2002 ) Çikrikçi-Demirtaşli, بين النظرية الكالسيكية في القياس ونظرية االستجابة للمفردة )النموذج األحادي الثنائي الثالثي المعالم( فيما يتعلق بإحصاءات )الصعوبة التمييز( لمفردات اختبار المصفوفات المتتابعة المعياري لرفن على عينة من طالب المرحلة الثانوية بتركيا. وفي سبيل التحقق من مسل مة أحادية البعد في مفردات االختبار لتمكين التحقق من مطابقة نماذج االستجابة للمفردة تم تنفيذ التحليل العاملي االستكشافي على

14 البنية العاملية وتكافؤ القياس الختبار المصفوفات المتتابعة المعياري لرفن 58 لدى طالب المرحلة اإلعدادية والثانوية في ضوء نموذج المعادلة البنائية المفردات الستين المكونة لالختبار. وقد أسفر التحليل العاملي االستكشافي بطريقة المكونات األساسية عن أربعة عشر عامال بجذر كامن ال تقل قيمته عن الواحد الصحيح وقد تشبعت خمسون مفردة على العامل األول بينما تشبعت بقية المفردات على ستة عوامل أخرى. وبم ارجعة اختبار الت اركم توصلت الد ارسة إلى أن هناك ثالثة عوامل تشبعت عليها مفردات االختبار. وقد اعتبرت الد ارسة أن العامل األول يعد عامال عاما نظ ار ألنه فسر أكثر من )20%( من التباين في الدرجات )تحديدا %20.165( كما أن سرعة الهبوط من العامل األول إلى الثاني في اختبار الت اركم كبيرة جدا. أيضا هدفت د ارسة رحاب سعيد الحكماني )2008( إلى مقارنة النظرية الكالسيكية ونظرية االستجابة للمفردة في تقدير مستوىات القدرة لألف ارد في اختبار المصفوفات المتتابعة المعياري لرفن وذلك على عينة من طالب التعليم العام بع مان. وفي سبيل ذلك قامت الد ارسة بالتحقق من وجود عامل عام واحد يقيسه االختبار )g(. وقد أسفرت نتائج التحليل العاملي عن وجود عاملين: عامل عام وعامل خاص. كما تحققت د ارسة صالح الدين فرح عطا هللا )2012( من مطابقة مفردات اختبار المصفوفات المتتابعة العادي لنموذج ارش أحادي المعلم وتصميم معايير جديدة لالختبار تفسر من خاللها مستوبات القدرة لألف ارد حيث تم تطبيق االختبار على عينتين األولى بلغت )1200( مفحوص من الجنسين وذلك بهدف تدريج االختبار وقد ت اروحت أعمارهم ما بين )6-25( سنة والثانية بلغت )4000( مفحوص من الجنسين بهدف تقنين االختبار. وقد تم حذف )8( مفردات بعد تدريج االختبار باستخدام نموذج ارش. وقد أسفرت النتائج على تشبع البنود على ستة عوامل إال أن العامل األول فسر )91.25( من التباين في درجات أف ارد العينة ولذلك اعتبرت الد ارسة أن االختبار يقيس عامال عاما ألن نسبة التباين المفسر تزيد عن )20%(. وفي البيئة الليبية قام الشحومي Al- (2012) Shahomee, بتقنين اختبار المصفوفات المتتابعة لرفن على عينة بلغت )600( من ال ارشدين. وقد أظهرت نتائج التحليل العاملي عن وجود أربعة عوامل يمثل العامل األول العامل العام حيث بلغت نسبة التباين المفسر )58.7%(. 2 -د ارسات سعت إلى التحقق من الخصائص السيكومترية لالختبار )الصدق الثبات المعايير التقنين على بيئات محددة( باستخدام التحليل العاملي االستكشافي بطريقة المكونات األساسية باستخدام درجات أف ارد العينات في المجموعات الخمسة المكونة الختبار المصفوفات )أ ب ج د ها( باعتبارها درجات ألبعاد فرعية لالختبار األمر الذي لم يدعمه األساس

15 العلوم التربوية/ العدد ال اربع ج 1 / أكتوبر النظري لالختبار أو أي أساس في األدبيات التي تناولت االختبار التي تم االطالع عليها. ويالحظ أن الد ارسات التي تبنت هذا المنحى اقتصرت فقط على د ارسات تمت في البيئة العربية في حدود علم الباحثة. في هذا اإلطار هدفت د ارسة فريح محمد العطوي )2006( إلى تقنين اختبار المصفوفات المتتابعة المعياري لرفن على عينة تكونت من )1339( طالبا وطالبة من الفئة العمرية )16-18( سنة بالبيئة السعودية وتوصلت في جانب من نتائجها عن وجود عامل عام واحد (g) حيث استخدمت الد ارسة التحليل العاملي االستكشافي بطريقة المكونات األساسية مع إج ارء التدوير المتعامد للمحاور فتشبعت الدرجات الفرعية )المجموعات الخمس المكونة للمقياس( على العامل العام ليفسر نسبة )58%( من التباين في درجات أف ارد العينة. وعلى نحو مشابه سعت د ارسة صالح الدين فرح عطا هللا )2010( إلى التحقق من الخصائص السيكومترية الختبار المصفوفات المتتابعة المعياري لرفن على عينة تكونت من )393( طالبا وطالبة من طالب الجامعة بالسودان. استخدمت الد ارسة التحليل العاملي االستكشافي بطريقة المكونات األساسية على مجموعات االختبار الخمس وقد تشبعت مجموعات االختبار الخمس على عامل واحد واستطاع أن يفسر )%63,77( من التباين في درجات عينة الد ارسة من الطالب. كما تناولت د ارسة صالح الغماري )2011( صالحية اختبار المصفوفات المتتابعة العادي لالستخدام مع الفئة العمرية )38-50( في ليبيا. وبلغت عينة الد ارسة )520( مفحوصا. وقد أظهرت نتائج التحليل العاملي أن مجموعات االختبار الخمس تكون عامال واحدا فقط وهو القدرة العقلية العامة. كما قننت د ارسة عمر هارون الخليفة ومنتصر كمال الدين وحاج شريف حسين )2011( اختبار المصفوفات المتتابعة المعياري لرفن على عينة تكونت من )5659( من الجنسين من الفئة العمرية )9-25( سنة بالبيئة السودانية. وباستخدام التحليل العاملي االستكشافي بطريقة المكونات األساسية على مجموعات االختبار الخمس فأظهرت النتائج عن تشبع المكونات الخمسة على عامل واحد يفسر نسبة )69,95%( من التباين في درجات أف ارد العينة في االختبار. وأخي ار تناولت د ارسة عطاف محمود أبو غالي نظمي عودة أبو مصطفى )2014( الخصائص السيكومترية ممثلة في الصدق والثبات الختبار المصفوفات المتتابعة العادي لرفن على الطلبة الفلسطينيين في م ارحل التعليم العام في الفئة العمرية من )8-18( سنة من الجنسين. وباستخدام التحليل العاملي االستكشافي بطريقة المكونات األساسية على مجموعات االختبار الخمس أظهرت

16 البنية العاملية وتكافؤ القياس الختبار المصفوفات المتتابعة المعياري لرفن 60 لدى طالب المرحلة اإلعدادية والثانوية في ضوء نموذج المعادلة البنائية نتائج الد ارسة تشبع المكونات الخمسة على عامل واحد يفسر نسبة )66,5%( من التباين في درجات أف ارد العينة في االختبار. ب-د ارسات تدعم البنية العاملية متعددة العوامل: على الرغم من أن أسلوب التحليل العاملي االستكشافي بطريقة المكونات األساسية Prencepel (PCA) Componant Analysis من أكثر األساليب اإلحصائية تداوال واستخداما بين الباحثين للوقوف على البنية العاملية لالختبا ارت إال أنه البد من م ارعاة أن طريقة التحليل العاملي االستكشافي بطريقة المكونات األساسية تصبح محل شك في حال أن تكون مفردات االختبار ثنائية )0.1( )كما هو الحال في اختبار المصفوفات المتتابعة المعياري لرفن( فاستخدام المفردات الثنائية يؤدي بشكل عام إلى تخفيض قيم معامالت ارتباط بيرسون التي قد تؤدي بدورها إلى تشكيل عوامل ازئفة Spurious Factors حيث يتألف كل منها من مجموعة من المفردات المتشابهة معا في درجة الصعوبة. (1983 (Gorsuch, ويؤكد (2005) Bors Vigneau & أنه من الصعوبات التي تواجه الباحثين لحل مشكلة أحادية البعد لمصفوفات رفن أن البنود تصحح بشكل ثنائي )0.1( Dichotomously Scored كما أنها تتوزع على مدى كبير من مستوىات الصعوبة. من جانب آخر تعد اعتدالية التوزيعات للمتغي ارت )االستجابة على كل مفردة( بمثابة أحد المسلمات األساسية إلج ارء التحليل العاملي االستكشافي إال أنه مع وجود مفردات سهلة جدا مقارنة بأخرى أكثر صعوبة تؤدي إلى وجود مفردات ملتوية بشدة وبعض االلتواء يكون موجبا والبعض اآلخر يكون سالبا األمر الذي يؤدي إلى إضعاف معامالت االرتباط عبر مصفوفة االرتباط بين المفردات. إن هذه الخاصية في مفردات اختبا ارت المصفوفات لرفن هي المسئولة عن جانب ليس بالقليل من الغموض في نتائج التحليل العاملي لبعض الد ارسات التي تتمثل في اقت ارح تلك الد ارسات إلى عوامل وأبعاد إضافية بجانب العامل العام. فتلك األبعاد اإلضافية غالبا ما تكون لها عالقة بصعوبة المفردات حيث إنها نتاج خصائص توزيعات المفردات. وكمحاولة للتغلب على مشكلة التواء توزيعات مفردات رفن قام الباحثون بعمل تعديالت على حساب معامالت االرتباط بين المفردات التي تستخدم كأساس للتحليل العاملي مثل استخدام معامل ارتباط فاي Corrected Phi ومعامل ارتباط فاي المعدل Phi Coefficients.Tetrachoric Correlation ومعامل االرتباط الرباعي Coefficients

17 العلوم التربوية/ العدد ال اربع ج 1 / أكتوبر وفي سياق التصدي لمشكلة االلتواء لتوزيعات مفردات اختبا ارت رفن سعت د ارسة غادة خالد عيد )2005( إلى تقييم بنية اختبار المصفوفات المتتابعة المتقدم والصورة المختصرة منه باستخدام التحليل العاملي االستكشافي بطريقة المكونات األساسية استنادا إلى نموذج ارش. وقد تكونت عينة الد ارسة من عينتين فرعيتين: األولى تكونت من 500 طالب من طالب الجامعة حيث ت اروحت أعمارهم ما بين )17-20( سنة طبقت عليهم الصورة الكاملة من اختبار المصفوفات المتتابعة المتقدم )36 مفردة( باإلضافة إلى عينة أخرى تكونت من )640( طالبا من طالب الجامعة ت اروحت أعمارهم ما بين )17-21( سنة حيث طبقت عليهم الصورة المختصرة من اختبار المصفوفات المتتابعة المتقدم )12 مفردة(. وقد أظهرت نتائج اإلحصاء الوصفي لبيانات مفردات الصورة الكاملة لالختبار على أن قيم معامالت االلتواء للمفردات كبيرة األمر الذي أثر في قيمة معامالت االرتباط بين المفردات لذا استخدمت الد ارسة معامالت االرتباط الرباعية بين المفردات كمدخل للتحليل العاملي. وقد أسفرت نتائج التحليل العاملي عن أحد عشر عامال بجذور كامنة أعلى من واحد و 3 عوامل بجذر كامن أعلى من اثنين. وقد فسر العامل األول )21%( من التباين في درجات أف ارد العينة. وقد تم اختيار مفردات الصورة المختصرة بناء على معيار التواء وتشبع المفردة بالعامل في الصورة الكاملة لالختبار. وقد أسفرت نتائج التحليل العاملي االستكشافي باالعتماد على مصفوفة معامالت االرتباط عن ثالثة عوامل حيث فسرت مجتمعة )%49,49( من التباين في الدرجات. وفي ضوء هذه النتائج فلم تتوصل الد ارسة إلى نتائج تدعم البنية العاملية األحادية لالختبار. وتعد د ارسة Van der Ven (2000) Ellis and محاولة ارئدة الستخدام نظرية االستجابة للمفردة وتحديدا توظيف نموذج ارش في التحقق من البنية العاملية الختبار رفن للمصفوفات المتتابعة المعياري. وقد تحقق الباحثان من أحادية البعد لكل مجموعة فرعية من المجموعات الخمس لالختبار حيث أسفرت النتائج عن تحقق أحادية البعد في المجموعات الفرعية: أ ج د بينما انقسمت كل من المجموعتين الفرعيتين الباقيتين إلى مجموعتين فرعيتين: ب 1 ب 2 ه 1 ه 2. وقد توصلت الد ارسة إلى أن اختبار المصفوفات المتتابعة المعياري لرفن يتكون من عاملين: استم اررية الجشطلتContinuation Gestalt حيث تتطلب اإلجابة عن مفردات هذا العامل تطبيق قانون أو مبدأ االستم ارر للجشطلت وهو يظهر في المفردات األولى االستدالل القياسي Analogical Reasoning وهو ممثل في المفردات األخيرة من االختبار ويتطلب حل هذه المفردات أن يستنتج المفحوص باستخدام

18 البنية العاملية وتكافؤ القياس الختبار المصفوفات المتتابعة المعياري لرفن 62 لدى طالب المرحلة اإلعدادية والثانوية في ضوء نموذج المعادلة البنائية وسائل االستدالل القياسي أثناء انتقاله من العنصر األول في الصف إلى العنصر التالي في الصف القاعدة التي يتم بها التغير التي البد أن تتكرر في الصفوف التالية كما توصلت الد ارسة كذلك إلى ثالثة عوامل أخرى نقص المثابرة مع االنتباه الحسي وهو يتكون من خمس مفردات من المجموعة )ج( من االختبار وعامل المواجهة ويتكون من خمس مفردات من المجموعة )ها( وعامل أخير يتكون أيضا من خمس مفردات من ذات المجموعة وهو عامل غير معرف.Unknown Factor ويشير الباحثان إلى أن االلتواء الشديد لجانب من مفردات االختبار هو المسؤول عن تولد بعض العوامل في المكونات الفرعية لالختبار. وبالرغم من تفرد هذه الد ارسة واعتبارها من الد ارسات ال ارئدة في مجال البنية العاملية الختبار رفن إال أن استناد الد ارسة إلى نموذج ارش في تحليلها للمفردات - الذي يفترض أحادية البعد لالختبار ككل كأحد مسلماته - قد يدفعنا للتعامل مع نتائج الد ارسة بعين الحذر فالباحث لم يتحقق من أحادية البعد لالختبار ككل بل تعامل مع المجموعات الفرعية وكأنها اختبا ارت مستقلة ومع ذلك تنوعت وتعددت العوامل لتصل إلى خمسة عوامل أيضا تفترض نماذج نظرية االستجابة للمفردة أن معامالت التمييز لمختلف المفردات متساوية وأن مستويات التخمين منخفضة لها األمر الذي ال تدعمه البحوث التي تناولت اختبار المصفوفات المتتابعة المعياري لرفن. وقد لجأ جانب آخر من الباحثين إلى استخدام طرق التحليل العاملي االستكشافي والتوكيدي معا التي تتالءم وطبيعة المفردات الثنائية. وفي هذا السياق قام (2004) Irwing Lynn, Allik and في جانب من د ارستهم باستكشاف طبيعة البنية العاملية الختبار المصفوفات المتتابعة المعياري لرفن (SPM) وذلك على عينة من طالب المرحلة الثانوية بلغت )2735( انحصرت أعمارهم ما بين )12-18 سنة( في استونيا بفنلندا. وقد أظهرت نتائج التحليل العاملي االستكشافي بطريقتي دالة الترجيح القصوىML طريقة المربعات الصغرى الموزونة WLSMV للبيانات التصنيفية عن وجود ثالثة عوامل. وللتحقق من مالءمة النماذج المقترحة تم استخدام التحليل العاملي التوكيدي للمقارنة بين تلك النماذج لتعرف أكثرها مالءمة للبيانات. وقد كان النموذج ثالثي األبعاد هو صاحب أفضل مؤش ارت لجودة المطابقة (RMSEA) (SRMR), وأقل قيمة لمحك Akaike (CAIC) information criterion وقد أسفرت نتائج كل من التحليل العاملي االستكشافي والتوكيدي عن تشبع مفردات االختبار على ثالثة عوامل: استم اررية

19 العلوم التربوية/ العدد ال اربع ج 1 / أكتوبر الجشطلت Gestalt continuation الذي دعمته نتائج د ارسة Van der Ven Verbal Analytical وعامل االستدالل التحليلي اللفظي and Ellis(2000) Reasoning والقدرة على التصور المكاني.Visuospatial ability وقد أظهر التحليل العاملي من الدرجة الثانية تشبع العوامل الثالثة على عامل عام )g(. أيضا تناول كل من بخيت وحسيب وصديق شنج لين Haseeb, Bakhiet, (2015) Lynn Seddieg, Cheng & في جانب من د ارستهم البنية العاملية الختبار المصفوفات المتتابعة المعياري لرفن وذلك لدى عينة مكونة من )7226( من الطالب بم ارحل التعليم المختلفة بالسودان وقد انحصرت أعمار الطالب بين )6 إلى 18( عام. وباستخدام التحليل العاملي االستكشافي بطريقة المكونات األساسية توصلت الد ارسة إلى ثالثة عوامل يزيد الجذر الكامن لكل منها عن الواحد الصحيح ثم تم إج ارء التحليل العاملي االستكشافي بافت ارض وجود ثالثة عوامل وقد تم اإلبقاء على المفردات التي تتشبع على أي من العوامل الثالثة بقيمة )0.30( فأكثر. وأسفرت النتائج عن بنية عامليه تتطابق تماما مع البنية العاملية التي أسفرت عنها نتائج د ارسة (2004) Irwing, Lynn Allik & فيما عدا بعض المفردات حيث تشبعت بمعامالت أقل من )0.20( على عامل االستدالل التحليلي اللفظي لذا تم استبعادها من االختبار. وقد قام Wicherts, (2010) Maas Dolan, Carlson, & van der بم ارجعات منظمة لعشر د ارسات تناولت اختبا ارت المصفوفات المتتابعة لرفن في المجتمعات األفريقية حيث اعتمد على بيانات العديد من الد ارسات التي تناولت اختبا ارت المصفوفات المتتابعة لرفن بالد ارسة. وقد توصلت نتائج الد ارسة في جانب منها إلى أن اختبا ارت المصفوفات لرفن تعد مؤش ارت ضعيفة على الذكاء العام بين الطالب في المجتمعات األفريقية كما أنها عادة ما تقيس عوامل إضافية للذكاء العام وغالبا ما تتشبع المفردات على أكثر من عامل.Cross-Loading ثانيا- طرق التقدير للبيانات التصنيفية ومؤش ارت جودة المطابقة في التحليل العاملي التوكيدي: طرق التقدير: يشير (1983) Muthen في د ارسته ال ارئدة أنه على مدار العديد من العقود عالج الباحثون البيانات التصنيفية باعتبارها بيانات متصلة وذلك بسبب عدم توفر است ارتيجية تتالءم وطبيعة هذه النوعية من البيانات وقد نادى Muthen بضرورة توجيه جهود العلماء نحو بناء أساليب تحليلية تتالءم وطبيعة البيانات التصنيفية. وتوالت جهود العلماء على مستوىين: مستوى التوصل لطرق تقدير تتالءم وطبيعة البيانات التصنيفية ومن جانب آخر تطوير الحزم

20 البنية العاملية وتكافؤ القياس الختبار المصفوفات المتتابعة المعياري لرفن 64 لدى طالب المرحلة اإلعدادية والثانوية في ضوء نموذج المعادلة البنائية اإلحصائية باستخدام الحاسوب كي تكون قادرة على توظيف تلك الطرق في ب ارمجها ليتمكن الباحثون على نحو يسير من معالجة البيانات اإلحصائية. وتشير د ارسة (1995) Curran West, Finch & وهي إحدى د ارسات توليد البيانات باستخدام تكنيك Monte Carlo إلى أن معالجة البيانات التصنيفية باعتبارها بيانات مستمرة يؤدي إلى مشكالت عديدة منها: أ-تكون معامالت ارتباط بيرسون عند حسابها بين متغيرين مستمرين أكبر عن مثيلتها في حال حسابها بين المتغيرين بعد تحويلها إلى متغي ارت رتبية أو تصنيفية. وهذا االنخفاض يكون كبي ار عندما يتم تحويل المتغير المستمر إلى متغير تصنيفي تقل فئاته عن خمس فئات حيث يتولد عنه التواء شديد في البيانات وبخاصة إذا كانت بعض المتغي ارت ملتوية التواء موجبا واألخرى سالبا. Skewed in Opposite Directions ب-على الرغم من أن عدد الفئات أو التصنيفات في البيانات التصنيفية له تأثير 2 قليل على قيمة مؤشر جودة المطابقة Likelihood Ratio إال أن زيادة معامالت االلتواء )وبخاصة عندما تتنوع ما بين الموجب والسالب( تؤدي إلى تضخم قيمة مؤشر مربع كا ومن ثم تؤدي إلى رفض النموذج. وفي هذا الصدد تؤكد (2006) Brown على أن التضخم في قيمة مربع كا يزداد بشدة في حال كون عدد التصنيفات للبيانات تصنيفين فقط حيث يؤدي ذلك إلى تكوين عوامل ازئفة تنشأ نتيجة صعوبة المفردات. ج-تكون تقدي ارت تشبعات المفردات بالعوامل ومعامالت االرتباط بين العوامل في حال البيانات التصنيفية- أقل من قيمتها الحقيقية وهذا االنخفاض يكون واضحا في حال كون عدد التصنيفات للبيانات أقل من ثالثة تصنيفات ويكون االلتواء كبي ار خاصة إذا كان االلتواء متنوعا. د- تقدي ارت الخطأ المعياري لمعالم النموذج تميل إلى االنخفاض عن قيمتها الحقيقية وهذا االنخفاض يكون كبي ار ال سيما في حال التواء البيانات وتنوع هذا االلتواء ما بين الموجب والسالب. وعلى الرغم من ذلك يشير (88 Chou,1987,P: (Benteler & إلى "إمكانية استخدام البيانات التصنيفية الموزعة بشكل اعتدالي باعتبارها بيانات مستمرة دون أدنى قلق في حال أن تكون عدد التصنيفات أو بدائل اإلجابة أربعة بدائل أو أكثر."

21 العلوم التربوية/ العدد ال اربع ج 1 / أكتوبر وتوضح (2013) Byrne إلى أنه وقبل عقدين من اآلن كانت هناك طريقتان لتحليل البيانات التصنيفية سائدتان في مجال بحوث نماذج المعادلة البنائية كلتاهما تعتمدان على التحليل باستخدام التقدي ارت المعيارية لمعامالت االرتباط Polychoric and Polyserial إال أن المسلمات التي ارتكنت إليها هذه الطرق اتسمت بصعوبة تلبيتها في الواقع العملي. لذا سعى العلماء إلى تعديل تلك الطرق وصوال لطرق يمكن من خاللها التعامل مع البيانات غير االعتدالية فتولدت طرق جديدة. وتعد طريقة تقدير المربعات الصغرى الموزونة Weighted Least (WLSMV) Square Parameter Estimation من أفضل الطرق لتنفيذ التحليل العاملي التوكيدي للبيانات التصنيفية. وتؤكد (2013) Byrne على أن نتائج د ارسات المحاكاة المرتبطة بهذه الطريقة في التقدير أظهرت دقة تقدي ارتها لكل من مؤش ارت جودة المطابقة ومعالم النموذج واألخطاء المعيارية وذلك في حال كون البيانات اعتدالية أو ليست اعتدالية وذلك على عينات متنوعة من حيث الحجم. ويدعم (2006) Herzberg Beauducel & نفس الفكرة بأن تقدي ارت مالءمة النموذج للبيانات وتشبعات المفردات بالعوامل التي تتم باستخدام طريقة (WLSMV) هي األكثر دقة وخاصة عندما تكون تصنيفات البيانات قليلة )2 وأ 3 مقارنة ب 4 أو أكثر(. ويعد برنامج Mplus من ب ارمج نمذجة المعادلة البنائية هو البرنامج الوحيد الذي استطاع أن يتعامل مع البيانات التصنيفية من خالل طريقة (WLSMV) في التقدير. لذا اعتمدت الد ارسة الحالية في إج ارء كافة التحليالت العاملية االستكشافية والتوكيدية من الدرجة األولى والثانية على هذه الطريقة في التقدير من خالل برنامج.Mplus مؤش ارت جودة المطابقة: يعد مؤشر مربع كا من أكثر مؤش ارت جودة المطابقة استخداما بين الباحثين في مجال بحوث نماذج المعادلة البنائية. فعدم الداللة اإلحصائية لمؤشر مربع كا تدل على مطابقة النموذج للبيانات إال أنه يترتب على زيادة حجم العينة )أكبر من 200( - الذي يعد أحد شروط بحوث نماذج المعادلة البنائية - داللة مربع كا ومن ثم رفض النموذج. وقد اعتمدت الد ارسة الحالية في المفاضلة بين النماذج العاملية االستكشافية على عدد من 2 مؤش ارت جودة المطابقة من بينها مؤشر النسبي Relative chi-square أو 2 2 االعتدالي Normed chi-square وهو يحسب بخارج قسمة للنموذج على عدد درجات الحرية وفي هذا السياق يشير (Ullman,2001) إلى أن مالءمة النموذج للبيانات وفق هذا المؤشر تشترط أن ال تقل النسبة بين إلى درجات 2

22 البنية العاملية وتكافؤ القياس الختبار المصفوفات المتتابعة المعياري لرفن 66 لدى طالب المرحلة اإلعدادية والثانوية في ضوء نموذج المعادلة البنائية الحرية عن )2: 1( بينما يرى Lomax,2004) (Schumacker & أن ال تقل النسبة عن )5: 1( وأخي ار يشير (2005 (Kline, في د ارسة حديثة إلى أن النسبة ال تقل عن )1:3(. ويمتاز هذا المؤشر مقارنة بمؤشر مربع كا أنه أقل تأث ار بحجم العينة حيث يشير (2004) Lomax Schumacker & إلى أن كال من حجم العينة )حجم العينة أقل من 200( وعد تحقق مسلمة اعتدالية البيانات يؤديان إلى 2 وما يترتب عليه من رفض للنموذج. عدم دقة قيمة وتنقسم مؤش ارت جودة المطابقة المستخدمة في حالة النماذج التي تعتمد على بيانات تصنيفية إلى نوعين: 1- مؤش ارت المطابقة المت ازيدة Incremental Fit Indexes أو المقارنة Comparative Fit وهي تقيس التحسن النسبي في النموذج المفترض ومقارنته بالنموذج األساسي.Baseline Model ويعد مؤشر Index) CFI (Comparatives Fit ومؤشر TLI (Yucker Incremental Fit Indices من مؤش ارت المطابقة المت ازيدة Lewis Index) ويمتاز كال المؤشرين بعدم تأثرهما بحجم العينة Marsh, Balla, & McDonald 1999) Wang, ; Fan, Thompson &,1988 وكال المؤشرين يوضحان مدى مالءمة النموذج للبيانات من خالل مقارنة بالنموذج األساسي وكلما اقتربت قيمتهما من الواحد الصحيح كانت مطابقة النموذج للبيانات تامة إال أن كال من (1999 Bentler, (Bentler,1990; Hu & يشي ارن إلى أن قيمة المؤشرين عندما تكون 0,95 تكون المطابقة للنموذج جيدة ومقبولة. 2 -مؤش ارت المطابقة المطلقة Absolute Fit Indexes وهي تقيس الدرجة التي يطابق بها النموذج البيانات وعلى العكس من مؤش ارت جودة المطابقة المت ازيدة فهي ال تقارن بنموذج. ويعد كل من مؤشر جزر مربع الخطأ التقريبي (RMSEA) Root Mean Square Error of Approximation ومؤشر جزر متوسط مربعات البواقي المعياري Standardized Root Mean Square Absolute Indices من مؤش ارت جودة المطابقة المطلقة Residual (SRMR) Fit. of وبالنسبة لمؤشر (SRMR) فتشير القيمة 0,05 إلى مطابقة جيدة.( 1999 Bentler, (Hu & وتشير قيمة مؤشر( RMSEA ) ) ( 05.0 إلى مطابقة )ممتازة جيدة متوسطة( على التوالي. ويعد مؤشر متوسط مربعات البواقي الموزونة Weighted Root Mean Square (WRMR) Residuals من مؤش ارت جودة المطابقة في حال البيانات

23 العلوم التربوية/ العدد ال اربع ج 1 / أكتوبر التصنيفية والبيانات المستمرة غير االعتدالية. ويعد مؤشر (WRMR) من المؤش ارت الحديثة نسبيا وال ت ازل الد ارسات حوله في بداياتها (2013 (Byrne, وتشير (2002 Muthen, (Yu & إلى أن النموذج صاحب أصغر قيمة لمؤشر (WRMR) هو النموذج األكثر مطابقة للبيانات. ثالثا- الفروق في الذكاء بين الجنسين وبين المستويات العمرية: تعد الفروق الفردية بين الجنسين في الذكاء أحد الموضوعات التي استحوذت على اهتمام جانب كبير من الباحثين بل والعامة كذلك فهناك زيادة مضطردة في البحوث والكتابات التي تناولت تلك القضية. (2012 (Savage-McGlynn, وقد تم تناول مفهوم الذكاء من وجهات نظر مختلفة ففسره البعض باعتباره مفهوما أحادي البعد بينما تناوله البعض اآلخر منهم باعتباره بنية متعددة األبعاد في حين انشغل جانب منهم بالجوانب المعرفية مثل القد ارت اللفظية والمكانية وعلى جانب آخر اهتمت فئة أخرى بتناول الفروق الفردية في القدرة العقلية العامة أو العامل العام. وبتتبع جهود الباحثين خالل القرن العشرين نجد اتفاقا واضحا بينهم حول عدم داللة الفروق بين الجنسين في متوسطات درجاتهم على اختبا ارت الذكاء العام مثل اختبا ارت استانفورد بينيه وكسلر كاتل وغيرهم من االختبا ارت. فتحديدا في منتصف القرن العشرين أشار (131.p Cattell,1971) إلى أن الفروق بين الجنسين في الذكاء السائل والذكاء المتبلور غير دالة إحصائيا في العينات كبيرة الحجم أو العينات القومية. كما دعم (323.P (Brody,,1992 الفكرة بقوله "إن الفروق بين الجنسين في الذكاء العام صغيرة وغير موجودة فعليا " وأخي ار يؤكد (275.P (Herrnstein & Murray,,1994 على أن "الجنسين متطابقان تماما في نسب الذكاء". ويعد اختبار المصفوفات المتتابعة المعياري لرفن من أكثر االختبا ارت شيوعا في االستخدام بين الباحثين لقياس الفروق بين الجنسين في الذكاء العام. وعلى الرغم من ذلك فالنتائج المتعلقة بالفروق الفردية في متوسطات األداء على االختبار أتت غير متسقة إلى حد كبير. فجانب من البحوث Lynn, (Irwing & ) 2015 Lynn, 2005; Bakhiet, Haseeb, Seddieg, Cheng & أظهرت تفوق الذكور على اإلناث في الذكاء العام بينما تشير د ارسات أخرى (Abdel-Khalek Lynn,2008a) & Lynn, 2006; Khaleefa & إلى تفوق اإلناث على الذكور بينما ال ت ازل هناك فئة من الد ارسات & Rushton (Khaleefa & Lynn, ;2008b

24 البنية العاملية وتكافؤ القياس الختبار المصفوفات المتتابعة المعياري لرفن 68 لدى طالب المرحلة اإلعدادية والثانوية في ضوء نموذج المعادلة البنائية (2012 Savage-McGlynn, Cvorovic,,2009 ال تجد فروقا دالة بين الجنسين في الذكاء العام. ويقترح (2012) Savage-McGlynn تفسي ار لتلك النتائج المتضاربة حيث يرى أن عدم مالءمة التحليالت المستخدمة في تلك الد ارسات تعد أحد األسباب المسئولة عن عدم اتساق نتائج الد ارسات فمعظم العينات المستخدمة في تلك الد ارسات غير متجانسة في بعض المتغي ارت الديموج ارفية ألف ارد العينة )العمر الزمني المستوى االقتصادي...إلخ( وبخاصة فيما يتعلق بأعمارهم الزمنية. فعلى مدار العديد من العقود الماضية سعى الباحثون لإلجابة عن سؤال ماهية الفروق بين الجنسين في الذكاء وذلك باستخدام عينات متباينة إال أنهم لم يصلوا إلجابات حاسمة عن هذا السؤال. وتعد د ارسات (1999,1994) Lynn المبكرة أحد الجهود ال ارئدة التي تعد بمثابة نقطة تحول في د ارسات الفروق بين الجنسين في الذكاء التي تلتها سلسلة من الد ارسات & Allik, (Colom & Lynn, 2004; Lynn, Irwing, 2004; Lynn, Allik, &Must, 2000; Lynn, Allik, Pullmann, & 2004). Lynn, Laidra, 2002; Pullmann, Allik, & ألقت الضوء من جديد على هذه القضية. فقد تبنىLynn منظو ار جديدا في تناول الفروق بين الجنسين في الذكاء حيث تناولها في سياق نمائي فأرجع تلك الفروق إلى االختالفات في معدالت النضج بين الجنسين ومن ثم أوضح أن الفروق في الذكاء قد ترجع إلى التباين في مستوىات النضج بين الجنسين. ويشير (1999) Lynn في د ارسته إلى أنه يمكن تعليل عدم توصل الد ارسات التي تمت على عينات من األطفال والم ارهقين إلى فروق بين الجنسين في الذكاء العام إلى عدم م ارعاتها لمستويات النضج بين الجنسين عند تحليل بياناتها. وتنطلق النظرية النمائية للفروق بين الجنسين (1999) Lynn Differences Developmental Theory of Sex من فكرة أن الفتيات ينضجن مبك ار مقارنة بالذكور فيما يتعلق بنمو بعض الجوانب الجسمية والخصائص المعرفية. وطبقا لذلك فقياس الذكاء العام للجنسين دون وضع متغير العمر الزمني في االعتبار يؤدي في كثير من األحيان إلى عدم ظهور فروق بين الجنسين في متوسطات الذكاء العام لهم فتلك الفروق تبدو جلية عندما تتم المقارنات في مستويات عمرية مختلفة على متصل النمو. فطبقا لنظرية "لين" تتفوق الفتيات على الذكور بمقدار نقطة واحدة من الIQ في المرحلة العمرية من )15-8( سنة. ويعزو "Lynn" هذه الفروق إلى تفوق معدالت النضج لدى اإلناث

25 العلوم التربوية/ العدد ال اربع ج 1 / أكتوبر في هذه الفترة مقارنة بالذكور إال أن تلك المعدالت تت ارجع عند سن الخامسة عشر لدى اإلناث في حين تتحسن لدى الذكور. فعند سن السادسة عشر يتفوق الذكور على اإلناث بمقدار نقطة واحدة من الIQ وبمقدار أربع نقاط من الIQ وذلك خالل مرحلة البلوغ. وفيما يلي سيتم عرض جانب من الد ارسات التي دعمت وجود فروق بين الجنسين في الذكاء العام. أما د ارسة (2004) Irwing Lynn, Allik, & فتناولت الفروق بين الجنسين في الذكاء العام لألعمار من )12-18( سنة وذلك لدى عينة من طالب المرحلة الثانوية بلغت )2735( من التالميذ األستوانيين بفنلندا. وقد تم د ارسة الفروق في الدرجات الفرعية والدرجة الكلية للذكاء باستخدام اختبار المصفوفات المتتابعة المعياري لرفن بحسب النوع االجتماعي والعمر. أظهرت النتائج في جانب منها أن أداء الفتيات في الدرجات الفرعية والدرجة الكلية للذكاء أفضل من أداء الذكور وذلك بالنسبة ألف ارد العينة من عمر )12( سنة. بينما لم تكن الفروق دالة بالنسبة ألعمار 14 سنة وكان أداء الذكور أفضل من أداء اإلناث بالنسبة ألعمار 17 سنة وذلك في مختلف في الدرجات الفرعية والدرجة الكلية للذكاء ما عدا القدرة على التصور المكاني. وعلى نحو مشابه تناولت أيضا د ارسة Allik, (Lynn, (2004) Laidra Pullmann, & عينة وطنية من التالميذ االستوانيين بفنلندا وباستخدام اختبار المصففات المتتابعة المعياري لرفن توصلت الد ارسة إلى تفوق اإلناث عن الذكور في الذكاء العام في المرحلة العمرية من )12-15( سنة بينما تفوق الذكور على اإلناث في الفترة العمرية من )16-18( سنة. أيضا توصلت د ارسة عبد الخالق ولين (2006) Lynn Abdel-Khalek & باستخدام عينة وطنية كبيرة العدد من التالميذ الكويتيين في المرحلة العمرية )8-15( سنة إلى تفوق الفتيات مقارنة بالذكور في الفترة العمرية من )8-12( سنة بينما اختلف بشكل بسيط وغير دال الذكور عن اإلناث في الفترة العمرية من )13-15( سنة. كما قارنت د ارسة.(2004) Contreras-Niño Lynn, Backhoff, & الجنسين في درجاتهم على اختبار المصفوفات المتتابعة المعيارية لرفن وذلك لدى عينة كبيرة من األطفال المكسيكيين ت اروحت أعمارهم ما بين )7-10( سنوات. أظهرت النتائج تفوق الذكور بشكل طفيف عند عمر السابعة إال أن تلك الفروق تناقصت تدريجيا لتتالشى تماما بين الجنسين عند عمر العاشرة. كما قام (2004) Irwing Lynn & بتحليل بعدي للعديد من الد ارسات التي تناولت اختبار المصفوفات المتتابعة المعياري لرفن وقد توصلت الد ارسة إلى أن الذكور تفوقوا على اإلناث في متوسط درجاتهم عن الذكور في الفترة العمرية )6-9( سنوات إال أن الفروق لم تكن دالة

26 البنية العاملية وتكافؤ القياس الختبار المصفوفات المتتابعة المعياري لرفن 70 لدى طالب المرحلة اإلعدادية والثانوية في ضوء نموذج المعادلة البنائية إحصائيا بينما في الفترة العمرية من )10-13( سنة تفوقت اإلناث على الذكور في متوسط درجاتهم إال أن الفروق لم تكن دالة إحصائيا أيضا. بدأت الفروق بين الجنسين تظهر في سن ال اربعة عشر لصالح عينة الذكور إال أنها لم تكن دالة إحصائيا إال عند سن الخامسة عشر وقد استمرت تلك الفروق في الزيادة وبشكل دال إحصائيا لصالح الذكور إلى سن الثامنة عشر. كما هدفت د ارسة Strand, (2006) Smith Deary, & إلى بحث الفروق بين الجنسين فى القد ارت االستداللية لدى عينة قومية وكبيرة الحجم من التالميذ بالمملكة المتحدة ت اروحت أعمارهم ما بين وتوصلت الد ارسة في جانب منها إلى وجود فروق بين الذكور واإلناث في القدرة اللفظية لصالح اإلناث وكانت لصالح الذكور في كل من القدرة الرياضية والقدرة على االستدالل البصرى المكاني. وأخي ار تناولت د ارسة Savage- (2012) McGlynn الفروق بين الجنسين وبين الفئات العمرية في الذكاء العام باستخدام اختبار المصفوفات المتتابعة المعياري لرفن وذلك على عينة وطنية من األطفال ممثلة للمجتمع اإلنجليزي. وقد تم تقسيمهم إلى مجموعتين بحسب العمر الزمني لهما هما المجموعة صغيرة السن )7-14 عاما( والمجموعة األكبر سنا )18-15 سنة(. وقد أظهرت النتائج عدم داللة الفروق بين المجموعات في متوسطات األداء أو التباين في الذكاء العام ومن ثم فنتائج الد ارسة لم تدعم النظرية االرتقائية (1999) Lynn المتعلقة بالفروق بين الجنسين في الذكاء العام. وبم ارجعة نتائج الد ارسات السابقة يمكن استنتاج مالحظتين أساسيتين: األولى أنه وعلى الرغم من أن العديد من الد ارسات المتعلقة بالفروق بين الجنسين في الذكاء على اختبار المصفوفات المتتابعة لرفن قد أيدت النظرية االرتقائية للفروق بين الجنسين في الذكاء Lynn إال أن هذه النتائج ال تضاهي في جانب منها نمط واتجاه الفروق المفترض من قبل نظريته. لذا فيمكن اعتبار التذبذب في قيمة الفروق بين الجنسين في األعمار المختلفة وصغر حجم األثر والنتائج غير المتسقة مدعاة لعدم االفت ارض بشكل قاطع بوجود فروق بين الجنسين في القدرة العقلية العامة. (2005 (Hyde, ثانيا: هناك تباين كبير في المستويات العمرية التي تسجل اختالفا بين الجنسين في معدالت ذكائهم وتلك التي يبدأ عندها االختالف بين معدالتهم في الذكاء العام. فال يوجد إجماع بين نتائج الد ارسات حتى تلك التي لم تستخدم اختبار رفن للمصفوفات المتتابعة المعياري-حول العمر الذي تظهر معه الفروق بين الجنسين في الذكاء العام. ويعزو (Molenaar, (2010) Maas Dolan, Wicherts & van der ذلك إلى تحيز العينات المستخدمة