کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل


 

کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کاملکلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل

لطفا صفحه را ببندید کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل

لطفا صفحه را ببندید

کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل

کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل

لطفا صفحه را ببندید

کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل

کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل

لطفا صفحه را ببندید

کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل

کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل

لطفا صفحه را ببندید

کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل

کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل

کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل

کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل

لطفا صفحه را ببندید

کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل

کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل

لطفا صفحه را ببندید

کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل

کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل

کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل

کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل

 

کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کاملکلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل

لطفا صفحه را ببندید کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل

لطفا صفحه را ببندید

کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل

کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل

لطفا صفحه را ببندید

کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل

کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل

لطفا صفحه را ببندید

کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل

کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل

لطفا صفحه را ببندید

کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل

کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل

کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل

کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل

لطفا صفحه را ببندید

کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل

کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل

لطفا صفحه را ببندید

کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل

کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل

کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل

کلیه مطالب این سایت فاقد اعتبار و از رده خارج است. تعطیل کامل



جستجو




آخرین مطالب
 



۳– فشار ایالات متحده در مورد عدم همکاری کشورها با ایران در زمینه انرژی اتمی کشور مستقل و بزرگ چین را نیز شامل گردیده است. در جریان دیدار آقای هاشمی رفسنجانی رئیس جمهور ایران از پکن در سپتامبر ۱۹۹۲، موافقتنامه ساخت دو راکتور آب سبک به توان ۳۰۰ مگاوات در بوشهر منعقد شد. اما متعاقباً بر اساس فشارهای آمریکا ، چین وادار گردید تا این معامله را فسخ کند.
ایران در نوامبر ۱۹۹۶ به آژانس بین المللی انرژی اتمی اطلاع داد که در نظر است کارشناسان چینی در مرکز پژوهشهای اتمی اصفهان دستگاه تبدیل اکسید اورانیوم (U3O8 ) به هگزافلوراید اورانیوم (۶ UF ) را بسازند که ماده‌ای گاز مانند بوده و در شیوه سانتریفیوژی غنی سازی اورانیوم بکار گرفته می‌شود. لکن یک سال بعد طرف چینی تحت فشار ایالات متحده این معامله را نیز لغو کرد. (خلوپکوف، آنتون، ۲۰۰۱)
در ادامه این فشارها ، دولت آمریکا در ژوئن ۲۰۰۶ دارائی های چهار شرکت چینی و یک شرکت آمریکایی را به اتهام آنچه که کمک به ارتقای موشک های ایرانی نامیده، توقیف کرد. خزانه داری آمریکا اعلام کرد: شرکت های مذکور، برای ایران قطعات موشک و تکنولوژی تامین کرده اند که استفاده نظامی دارد. شرکت های، «آلیت تکنالوژی»، «دفتر اقتصادی و بازرگانی لیمت»، «تعاونی ملی صادرات – واردات دستگاه‌های دقیق»، «تعاونی صنعتی دیوار بزرگ چین» و از ایالت کالیفرنیای آمریکا شرکت «هوا فضای GW» شرکت‌هایی بوده اند که اموال آنها توسط خزانه داری آمریکا توقیف شده است. این اقدام در حالی صورت گرفته که آقای احمدی نژاد، رئیس جمهور ایران و هوجین تائو، رئیس جمهور چین قرار بود روز ۲۵ خرداد ۱۳۸۵ در شانگهای چین با یکدیگر دیدار کرده و در خصوص مشوق های ارائه شده کشورهای اروپایی به ایران که به منظور ترغیب این کشور برای تعلیق فعالیت های هسته ای ارائه شده بحث و گفت و گو کنند.

( اینجا فقط تکه ای از متن درج شده است. برای خرید متن کامل فایل پایان نامه با فرمت ورد می توانید به سایت feko.ir مراجعه نمایید و کلمه کلیدی مورد نظرتان را جستجو نمایید. )

به نظر می رسد این اقدام دولت آمریکا برای توقیف دارایی های شرکت های چینی به علت عدم حمایت چین از مواضع خصمانه آمریکا علیه فعالیت های هسته ای ایران بوده است. پیشتر در همین رابطه به گزارش ژوئن ۲۰۰۶ روزنامه آمریکایی نیویورک تایمز اشاره گردید.
شرکت تعاونی صنعتی دیوار بزرگ چین، با انتقاد شدید از اقدام اخیر خزانه‌داری آمریکا برای توقیف اموال چهار شرکت چینی به اتهام آنچه که آمریکا آن را کمک به ارتقای موشکهای ایرانی نامیده بود اظهارات آمریکا را بی پایه و اساس دانست و همکاری موشکی با ایران را تکذیب کرد. (خبرگزاری شین هوا، ۱۳/۶/۲۰۰۷)
این شرکت در بیانیه ای اقدام خزانه داری آمریکا برای توقیف دارایی‌های این شرکت را نادرست خوانده و بر این موضوع تأکید کرده که این شرکت هیچ کمکی به هیچ کشوری در برنامه‌های تکثیر سلاح های کشتار جمعی نکرده است. در ادامه بیانیه با تاکید بر اینکه فعالیتهای این شرکت در راستای استفاده صلح آمیز از تکنولوژی فضایی است گفته شده: شرکت تعاونی صنعتی دیوار بزرگ چین به کلیه قوانین و مقررات بین‌المللی پایبند است. این شرکت چینی در بیانیه خود همچنین با غیر منطقی دانستن اقدام اخیر آمریکا به این موضوع اشاره کرده که هدف واقعی آمریکا از چنین اقدامی برای همه شناخته شده است. در ادامه این بیانیه این شرکت خواستار رفع تحریم از شرکت تعاونی صنعتی دیوار بزرگ چین و شرکتهای دیگر شده و همچنین خواستار دریافت غرامت از آمریکا شده است. (پیشین)
چین که یکی از کشورهای تازه وارد به عرصه تکنولوژی فضایی است به خاطر خدمات ارزان، مشتریان فراوانی دارد و همین موضوع سبب حسادت آمریکا به توان بالای شرکت های چینی در جلب مشتریان جهانی شده است.
کارشناسان چینی گفته اند: شرکت های فعال در زمینه تکنولوژی فضایی به دلیل اقدامات مداخله جویانه آمریکا دچار مشکلاتی هستند. در همین خصوص خبرگزاری شین هوا به نقل از یک کارشناس آورده است: افرادی در آمریکا از مشاهده وجود یک بخش فضایی قدرتمند در چین خوشحال نیستند. (پیشین)
وزارت خارجه چین نیز اقدام آمریکا برای تحریم چهار شرکت چینی مظنون به همکاری با ایران در برنامه تسلیحاتی را غیر مسئولانه و بدون استناد دانست. (پیشین)
۴– تقریباً تمام کشورهای قادر به صادرات تجهیزات و فن‌آوریهای اتمی از دهه ۱۹۹۰ تاکنون، زیر فشار ایالات متحده از همکاری با ایران در زمینه انرژی اتمی صرفنظر کردند. بنا به گزارشها در اوایل دهه ۱۹۹۰ ، ایالات متحده از دولت آلمان درخواست کرده بود اجازه فروش قطعات بلوک پنجم نیروگاه ”نورد“ در گریسفالد (با راکتور و.و.ا.ار ۴۴۰) را به ایران ندهد، این نیروگاه کاملاً ساخته شده بود ولی عملیات راه‌اندازی و تنظیم دستگاه های آن پس از اتحاد آلمان متوقف شده بود.
در همان دوران هم، ایالات متحده به دولت جمهوری چک مراجعه و درخواست کرده بود اجازه فروش قطعات یدکی به ایران توسط کمپانی ”اشکودا“ را ندهد. (خلوپکوف، آنتون، ۲۰۰۱)
همچنین برای ساخت نیروگاه بوشهر در ابتدا قرار بود نمایندگان کشورهای اوکراین و چک در تکمیل بلوک اول نیروگاه مشارکت نمایند. مؤسسه ”توربو اتم“ (واقع در شهر خارکف- اوکراین) باید توربین بخار را تحویل می‌داد لکن اوکراین در جریان دیدار ۶ مارس ۱۹۹۸ مادلن آلبرایت وزیر امور خارجه ایالات متحده از کی‌یف، در ازای حمایت واشنگتن از عضویت آن کشور در رژیم کنترل فن‌آوریهای موشکی و قول افزایش میزان کمک به بخش انرژی اوکراین و در وهله اول به خارکف، از تحویل توربین به ایران صرفنظر کرد. به ارزیابی طرف اوکراینی، ضرر مستقیم مؤسسه به ۱/۵ میلیون دلار بالغ شد. این مبلغ برای طراحی توربین هزینه شده بود. در مجموع ”توربو اتم“ در رابطه با عدم شرکت در پروژه بوشهر قریب به ۴۰ میلیون دلار پول دریافت نکرد. (پیشین)
کمپانی ”zvvz Milevsko“ در جمهوری چک نیز باید تجهیزات تهویه و کولر نیروگاه بوشهر را تحویل می‌داد. دولت چک در مارس ۲۰۰۰ در آستانه دیدار مادلن آلبرایت از پراگ، اجرای این معامله را ممنوع کرد. قانون مربوطه توسط پارلمان چک تصویب شد. منفعت از دست رفته کمپانی بیش از ۵ میلیون دلار بود. (پیشین)
۵– این محدودیتها، شرکتهای آمریکایی را نیز شامل می شود. بعنوان مثال، وزارت بازرگانی ایالات متحده در ژوئن ۱۹۹۷ کمپانی ”Dell“ را در مورد صادرات غیرقانونی تجهیزات رایانه‌ای به ایران طی ماه های مارس تا ژوئن ۱۹۹۲ مقصر شناخته و آن را به پرداخت جریمه به مبلغ ۵۰ هزار دلار محکوم کرد. بنا به اطلاع این کامپیوترها در تجهیز مرکز اتمی اصفهان مورد استفاده قرار گرفته است (مطابق با قوانین صادراتی ایالات متحده، صدور آنها به روسیه نیز ممنوع است).
حدود یک سال بعد وزارت بازرگانی ایالات متحده کمپانی ”گیت وی ۲۰۰۰“ را بخاطر ۸۷ مورد نقض قوانین صادراتی، منجمله صادرات غیرقانونی کامپیوتر به لیبی و ایران به پرداخت ۴۲۰ هزار دلار جریمه محکوم کرد. (پیشین)
در ادامه این فشارها، دولت آمریکا در ژوئن ۲۰۰۶ دارائی های یک شرکت آمریکایی از ایالت کالیفرنیا بنام «هوا فضای GW» به همراه چهار شرکت چینی را به اتهام آنچه که کمک به ارتقای موشک های ایرانی نامیده، توقیف کرد. خزانه داری آمریکا اعلام کرد: شرکت‌های مذکور، برای ایران قطعات موشک و تکنولوژی تأمین کرده‌اند که استفاده نظامی دارد. (خبرگزاری بلومبرگ، ۱۳/۶/۲۰۰۶)
۳-۳-۶) فشار آمریکا و متحدانش بر آژانس بین المللی انرژی اتمی و ارجاع پرونده ایران به شورای امنیت:
پرونده ایران بیشترین کشاکش را تحت تأثیر فشار آمریکا و متحدانش طی سالیان گذشته در آژانس بین المللی انرژی اتمی داشته است. از سوی دیگر علاوه بر ایران، مقامات آژانس و اعضاء مستقل شورای حکام آژانس نیز در رابطه با برنامه مسالمت آمیز اتمی ایران تحت این فشار بوده‌اند.
۱– آژانس بین المللی انرژی اتمی هنگام کمک فنی به ایران فشار شدید ایالات متحده را احساس می‌کند. حق عضویت آمریکا برابر با ۲۵ درصد بودجه آژانس بوده و همچنین ۳۲ درصد از بودجه صندوق داوطلبانه کمک فنی و همکاری ( ۲۵/۱۸ میلیون دلار) توسط آن تأمین می‌شود. ایالات متحده سعی دارد پرداخت حق عضویت خود را با متوقف ساختن کمک فنی به ایران مشروط نماید. در سال ۱۹۹۹ کنگره ایالات متحده لایحه‌ای در مورد کاهش پرداختهای آمریکا به صندوق کمک فنی آژانس بین‌المللی انرژی اتمی در میزان متناسب با کمک آن به ایران، در صورت ادامه واگذاری کمک فنی به ایران را تصویب کرد. این کاهش تا وقتی معمول خواهد بود که وزیر امور خارجه ایالات متحده به کمیته‌های روابط بین المللی کنگره و سنا نامه‌هایی ارائه دهد که این برنامه با اهداف عدم اشاعه و امنیت ایالات متحده مغایرت نداشته باشد. (خلوپکوف، آنتون، ۲۰۰۱)
شورای حکام آژانس بین‌المللی انرژی اتمی در تاریخ ۱/۱۲/۱۳۸۵ برای کمک به اجرای تحریم‌های وضع ‌شده از سوی شورای امنیت سازمان ملل (بر اساس قطعنامه ۱۷۳۷)، قطع نیمی از کمک‌‌های فنی به ایران را تصویب کرد. اعضای شورا تصمیم گرفتند تا ۲۲ پروژه از ۵۵ پروژه‌ کمک‌های فنی آژانس به ایران را معلق ساخته و در مورد برخی پروژه‌های دیگر نیز سطح همکاری‌ها را کاهش دهند. در بیانیه صادره از سوی IAEA گفته شده: تصمیم شورای حکام با توجه به متن قطعنامه ۱۷۳۷ شورای امنیت در آذرماه گذشته که توقف اطلاعات و کمک‌های فنی به تهران را خواستار شده بود اتخاذ شده است.
نماینده اسلوونی در آژانس و رئیس ‌دوره‌ای شورای حکام با دفاع از تصمیم اتخاذ شده توسط اعضای شورا، آن را «حرفه‌ای» و «غیرسیاسی» و برای حصول اطمینان از عدم انحراف در برنامه هسته‌ای ایران توصیف کرد.
علی‌اصغر سلطانیه نماینده ایران در آژانس در واکنش به تصمیم جدید شورای حکام درباره قطع کمک‌های فنی به ایران گفت: برنامه غنی‌سازی اورانیوم در تأسیسات نطنز مطابق برنامه قبلی از سوی ایران دنبال خواهد شد. (خبرگزاری رویترز، ۱۹/۲/۲۰۰۷)
۲– بر اثر فشار و اعمال نفوذ ایالات متحده بر شورای حکام آژانس بین المللی انرژی اتمی و تصمیمات آن شورا و بدنبال گفتگوهای دیپلماتیک بین ایران و گروه تروئیکای اتحادیه اروپا، کلیه فعالیتهای اتمی ایران از سال ۲۰۰۳ به حالت تعلیق درآمد. لکن از آنجا که برگزاری گفتگوهای دیپلماتیک بین ایران و گروه تروئیکای اتحادیه اروپا برای وصول به راه حلی معقول به منظور رفع شبهات مربوط به انحراف ایران از برنامه مسالمت آمیز هسته ای و نیز آغاز مجدد فعالیتهای هسته‌ای ایران بود ولی در عمل ، این مذاکرات هیچ ثمری به جز تعلیق فعالیتها برای ایران نداشت. لذا در اواسط سال ۲۰۰۵ ، فعالیتهای مذکور مجدداً راه‌اندازی گردید. قطعنامه های شورای حکام آژانس در قبال برنامه هسته‌ای ایران از سال ۲۰۰۳ تا ارجاع به شورای امنیت عبارتند از : قطعنامه‌های ۱۲ سپتامبر۲۰۰۳، ۱۵ مارس ۲۰۰۴، ۲۱ مارس ۲۰۰۴، ۱۰ ژوئن ۲۰۰۴، ۲۱ سپتامبر ۲۰۰۴، ۲۴ سپتامبر ۲۰۰۵ و ۴ فوریه ۲۰۰۶. بدیهی است کلیه قطعنامه های مذکور با زورگویی، باج خواهی و تهدید اعضاء توسط ایالات متحده به تصویب رسیده اند. (بای، نادعلی، ۱۳۸۷، ص ۸۱)
آمریکا با حمایت برخی کشورهای اروپایی تلاشهای فراوانی برای ارسال پرونده اتمی ایران به شورای امنیت سازمان ملل بعمل آورد که نهایتاً در اجلاس بهمن ماه ۱۳۸۴ (فوریه ۲۰۰۶) شورای حکام آژانس بین‌المللی انرژی اتمی، پرونده ایران به شورای امنیت ارجاع داده شد و ماهیت آن از سطح حقوقی – فنی به سطحی سیاسی- امنیتی تغییر یافت. آن شورا در تاریخ ۳۱ ژوئیه ۲۰۰۶ قطعنامه ۱۶۹۶ را برای تعلیق فعالیتهای غنی سازی اورانیوم ایران به تصویب رساند. لکن بدلیل ناکامی در اجراء قطعنامه فوق و مخالفت با حل و فصل موضوع از طریق دیپلماسی و مذاکرات مربوطه بین ایران و گروه تروئیکای اتحادیه اروپا، مجددأ با فشار و رایزنی های فراوان، در تاریخ ۲۳ دسامبر ۲۰۰۶ با تصویب قطعنامه ۱۷۳۷ در شورای امنیت نسبت به برقراری برخی تحریمهای هسته‌ای و موشکی علیه ایران اقدام نمود. رفتار ایران در ادامه فعالیتهای اتمی منجر به صدور قطعنامه شماره ۱۷۴۷ از سوی شورای امنیت در تاریخ ۲۴ مارس ۲۰۰۷ و تشدید تحریم ها و توسعه آن به اشخاص حقیقی و حقوقی و مؤسسات ذیربط در برنامه اتمی ایران و مسدود کردن دارایی آنها گردید. لکن ایران علاوه بر آنکه به تعلیق فعالیت های اتمی خود تن نداد بلکه با تشدید فعالیتهای اتمی و نصب سانتریفیوژهای بیشتر در تاسیسات نطنز و تزریق گاز هگزا فلوراید اورانیوم به آنها ، وارد مرحله غنی سازی اورانیوم در مقیاس صنعتی شد. این موضوع در تاریخ ۲۰/۱/۱۳۸۶ توسط رئیس جمهوری ایران بطور رسمی به اطلاع جامعه جهانی رسید و آژانس بین‌المللی انرژی اتمی نیز پس از بازدید از تأسیسات مذکور، این موضوع را مورد تائید قرار داد. متعاقباً قطعنامه ۱۸۰۳ در ۳ مارس ۲۰۰۸ صادر و حوزه های تحریم در قطعنامه های قبلی به اشخاص جدید گسترش یافته بود ولی تحریم جدیدی اعمال نشده بود. در ادامه تحریمها در تاریخ ۲۷ سپتامبر ۲۰۰۸ قطعنامه ۱۸۳۵ و بعد از آن نیز قطعنامه ۱۸۸۷ در سال ۲۰۰۹ به تصویب شورای امنیت رسید و آخرین قطعنامه تحریمی به شماره ۱۹۲۹ در ۹ ژوئن ۲۰۱۰ به تصویب رسید که تشکیل کمیته نظارت بر اجرای قطعنامه یکی از مهمترین تفاوتهای این قطعنامه با موارد قبلی می باشد. همچنین کشورهای جهان از فروش هوپیمای جنگی به ایران منع شده اند و از ایران خواسته شده به فعالیتهای موشکی بالستیک خود خاتمه دهد، کشورهای دیگر از همکاری هسته‌ای با ایران منع و موظف شده اند کشتی‌ها و هواپیماهایی را که حامل محموله های مشکوک به سمت ایران باشند بازرسی کنند. (پیشین، صص ۹۹-۹۲)
بر اساس اعلام دولتمردان جمهوری اسلامی ایران، امکان تعلیق و بازگشت در فعالیتهای اتمی وجود ندارد و آمریکا و هم پیمانانش باید ایران هسته ای را بپذیرند. در عین حال آمادگی خویش را برای انجام مذاکره با کشورهای ۱+۵ به منظور رفع سوء تفاهمات موجود و روند همکاری سازنده اعلام داشته اند. نکته مهم آنکه در موضوع پرونده هسته ای ایران کلیه گروه های سیاسی و اقشار مردم از دولت حمایت می‌نمایند، پرونده ای که با حیثیت ملی ایرانیان در هم آمیخته و عجین شده است.
فصـل چهارم : تاثیر همکاریهای هسته‌ای ایران
در روابط روسیه و غرب
گفتار اول: عنصر بین‌المللی در روابط ایران و روسیه
روابط ایران و روسیه در پنج قرن گذشته از منحصر به فردترین روابط بین دو کشور در تاریخ تحولات دیپلماتیک و استراتژیک می باشد.
روابط ایران و روسیه، مجموعه ای از نبردها و جنگها و دوستی ها و تعاملات سازنده را در بر می گیرد. تقریباً هیچ نوع رابطه ای نمی توان در دایره المعارف روابط دیپلماتیک یافت که ایران و روسیه گونه ای از آن را نیازموده اند. از جنگ بر سر اراضی گرفته تا شرکت در اتحاد و ائتلافهای استراتژیک علیه یکدیگر و روابط حسن همجواری تا همکاریهای استراتژیک، همگی در روابط طولانی ایران و روسیه یافت می شود. (سجادپور، سید محمدکاظم، ۱۳۸۷، ص ۱۷۵)
یکی از گزاره های مفهومی که از بررسی تاریخ طولانی روابط ایران و روسیه به دست می‌آید این است که روابط ایران و روسیه، رابطه ای فراتر از روابط دوجانبه و رابطه ای بین‌المللی می باشد. روابط ایران و روسیه، هیچ گاه منحصر به روابط تهران و مسکو نبوده و پیوسته عنصر بین‌المللی بر آن اثرگذار بوده است. (پیشین، ص ۱۷۶)
عامل بین‌المللی در روابط دو جانبه ایران و روسیه، به خاطر ماهیت برگرفته از جغرافیا، تمایلات استراتژیک دو کشور و پیوند ژئوپلتیک دو کشور با مناسبات قدرتهای جهانی، بسیار با اهمیت است و این عامل، خواه ناخواه الزاماتی نظیر حضور بازیگر سوم در روابط دوجانبه، ماهیت ترکیبی روابط و وجود مرزهای نانوشته ای را به همراه دارد و سرانجام آنکه مدیریت روابط دوجانبه ایران و روسیه با عنایت به عنصر بین‌المللی این روابط، ضرورت توجه به ساختار سیستم بین‌المللی، ایجاد تعادلهای لازم بین گرایشهای متضاد در عرصه‌های داخلی، منطقه ای و بین‌المللی، عنایت به گرایش های غالب و پرهیز از تصورات کلیشه‌ای را می طلبد. رابطه ایران و روسیه، رابطه ای ماوراء روابط روزمره عادی و موضوع پدیده‌ای بین‌المللی می‌باشد. تاریخ پنج قرن تعاملات ایران و روسیه، بازتاب برجستگی عنصر بین‌المللی در روابط یک قدرت جهانی با یک قدرت منطقه‌ای همسایه می‌باشد. (پیشین، ص۱۸۲)
۴-۱-۱) دلایل برجستگی عنصر بین‌المللی در روابط ایران و روسیه :
سیاست خارجی و تعاملات دیپلماتیک تابعی از شرایط و عنصرهای داخلی، منطقه ای و بین‌المللی می باشد. تقریباَ کمتر رابطه دو جانبه ای را می توان بین کشورها یافت که متغیرهای مزبور را نداشته باشد. اما اینکه سهم و وزن هر کدام از متغیرهای فوق الذکر چقدر است، از نظر تحلیلی و عملیاتی در فهم و اداره سیاست خارجی مهم می باشند. در روابط ایران و روسیه طی چند قرن گذشته، عنصر بین‌المللی به گونه ای پیوسته، برجسته بوده است. علت این برجستگی را اولا باید در عامل پایدار جغرافیای استراتژیک، ثانیا در تمایلات استراتژیک ایران و روسیه و سرانجام در پیوند ژئوپلتیک روابط ایران و روسیه با مناسبات قدرتهای جهانی جستجو کرد. (پیشین، ص ۱۷۶)
جغرافیا پایدارترین عامل تعیین کننده روابط ایران و روسیه بوده است. اما آیا این جغرافیا ماهیتی استراتژیک و بین‌المللی داشته و خواهد داشت؟ جایگاه جغرافیایی ایران و ویژگی های گوناگون جغرافیایی این کشور، به همراه شرایط و مقتضیات محیطهای پیرامونی ایران از جمله آسیای مرکزی و قفقاز، ترکیب جغرافیایی روابط دوجانبه را ماهیتی بین‌المللی بخشیده است. تسلط استراتژیک بر ایران و محیطهای پیرامونی، موضوعی بین‌المللی و رقم زننده رقابت های فشرده جهانی بوده است. دستیابی به هندوستان از طریق ایران و حفظ هندوستان از طریق تبدیل ایران به منطقه حائل، برجستگی عنصر جغرافیایی در رقابت های جهانی روسیه و انگلیس در سرتاسر قرن نوزدهم را نشان می دهد. این جغرافیا در جنگهای جهانی دوم و تمامی دوران جنگ سرد همچنان اهمیت بین‌المللی خود را حفظ کرد. (پیشین،ص ۱۷۷)
این جغرافیای بین‌المللی شده را باید در کنار تمایلات استراتژیک روسیه در چند قرن گذشته مطالعه کرد. روسیه به طور پیوسته از قرن هجدهم به بعد، خواستار نقشی بین‌المللی بوده و توانسته است که این نقش را کما بیش بازی کند. اگر چه درجه و شدت نقش بین‌المللی روسیه متغیر و تابعی از سامان قدرت آن بوده اما تمایل استراتژیک به ایفای نقش بین‌المللی در سیاست خارجی روسیه همواره پایدار مانده است. روسیه هیچ گاه تمایل خود را به ایفای نقش بین‌المللی در سه قرن گذشته از دست نداده و برای به دست آوردن جایگاه بین‌المللی آنگونه که شایسته خود می اندیشیده با دیگر قدرتهای جهانی به رقابت پرداخته است. در نتیجه، ایفای چنین نقشی، با در نظر گرفتن جغرافیای ایران و نزدیکی جغرافیای روسیه با آن، مستلزم توجه به ایران به عنوان موضوعی بین‌المللی برای طراحان و مجریان سیاست خارجی روسیه بوده است. (پیشین)
از سوی دیگر تمایل استراتژیک ایران در دوران مورد نظر متمرکز بر حفظ استقلال و تمامیت ارضی و ایفای نقش منطقه ای بوده و با عنایت به جایگاه جغرافیایی و توجه جهانی به این عنصر، ایران در موقعیتی پرچالش قرار داشته است. این چالشها به ایران موقعیتی بین‌المللی بخشیده و موضوع مناسبات با ایران را به موضوعی جهانی تبدیل کرده است.
تاریخ مناسبات خارجی ایران، بازتاب واکنش به رقابت قدرتهای بین‌المللی است که یا در پی تسلط بر ایران و یا در پی نفی موقعیت منطقه ای آن بوده اند. این پدیده به نوبه خود اثرات عمیقی بر نگرش ایرانی نسبت به سیستم بین‌المللی به جا گذاشته است. شعارهای «نه شرقی و نه غربی» و «استقلال، آزادی، جمهوری اسلامی» که در دوران انقلاب اسلامی مطرح شدند، حساسیت ایران به جایگاه بین‌المللی خویش می باشد که خود برگرفته از نحوه رفتار بازیگران اصلی جهانی با ایران است. روسیه همیشه یکی از این بازیگران بوده و از این روست که همیشه عنصر بین‌المللی روابط ایران و روسیه از برجستگی ویژه‌ای برخوردار بوده است. (پیشین، صص ۱۷۸-۱۷۷)
۴-۱-۲) ملزومات عنصر بین‌المللی روابط ایران و روسیه :
بین‌المللی بودن روابط ایران و روسیه، با خود ملزوماتی را به همراه داشته که می‌توان آنها را در حضور عنصر سوم، ترکیبی بودن ساختار این رابطه و وجود مرزهای پیوسته در روابط دوجانبه مفهوم بندی کرد.
رابطه ایران و روسیه، پیوسته عنصر سومی در مناسبات بین‌المللی به همراه داشته است و این عنصر سوم در قرن هجده و نوزده و اوایل قرن بیستم، انگلیس می باشد. در سالهای جنگ جهانی اول و دوم، عنصر سوم آلمان و متحدان آن بود. از پایان جنگ دوم تا پایان جنگ سرد، و حتی تا حال حاضر که بیش از بیست سال از فروپاشی نظام دوقطبی می‌گذرد، عنصر سوم آمریکاست. البته در این میان باید از عناصر سوم دیگر نیز سخن گفت. بدین معنی که در کنار عنصر اصلی سوم، می توان به عناصر دیگری توجه کرد که در روابط ایران و روسیه سهمی داشته‌اند ولی ایفای سهم آنها نیز به قدرت آنها در نظام بین‌المللی بستگی کامل داشته است. (پیشین، ص ۱۷۸)
جالب آنکه در طی بیش از شصت سالی که از تاسیس سازمان ملل متحد می گذرد، نحوه رفتار قدرتهای جهانی در شورای امنیت به نوعی حضور عنصر سوم در روابط دو جانبه ایران و روسیه و بین‌المللی بودن این رابطه به خوبی به تصویر کشیده می شود. از اولین طرح دعوایی که ایران از اتحاد شوروی در پایان جنگ دوم جهانی به خاطر تخلف از اجرای توافق مربوط به خروج نیروهایش از ایران در فاصله شش ماه بعد از پایان جنگ می کند، تا اولین قطعنامه شورای امنیت در مورد مسئله اتمی ایران در تابستان ۱۳۸۵، و ادامه مباحثات مربوط به تحریم ایران، می توان درک کرد که روابط ایران و روسیه را بدون حضور عنصر سوم نمی‌توان فهمید. چگونگی روابط روسیه با عنصر سوم یعنی آمریکا سایه سنگینی بر مناسبات دوجانبه دارد و از این رو، مناسبات دو جانبه در پرتو ماهیت عملکرد «عنصر سوم» متغیر ولی «حضور عنصر سوم پایدار» قابل تحلیل می‌باشد. (پیشین، ص ۱۷۹)
علاوه بر حضور عنصر سوم، بین‌المللی بودن رابطه ایران و روسیه ماهیتی ترکیبی به ساختار این روابط بخشیده است. بدین معنی که ظرفیت توسعه و گسترش مثبت روابط دوجانبه با تهدیدها و شکهایی در مورد ثبات رفتار طرف مقابل همراه بوده است.
غالباً این تردید توسط طرف ایرانی مخصوصا در شکل غیررسمی بیان شده ولی نباید آن را منحصر به طرف ایرانی دانست. برای استراتژیست های روسی نیز پیوسته این سوال وجود داشته که ایران در گزینش بین روسیه و دیگر بازیگران بین‌المللی، به کدام سو تمایل نشان می‌دهد. این تردید و شک استراتژیک پیآمدهای خود را داشته که از آن جمله می‌توان به عدم اطمینان به امکان «همکاری استراتژیک» اشاره نمود. در لایه عمیق تری این عدم اطمینان را می توان ظرفیتی منفی قلمداد کرد که در نهایت به ماهیت ترکیبی روابط دو جانبه سمت و سو می دهد. علت این عدم اطمینان و ظرفیت منفی وجود مواردی می باشد که روسیه در همراهی با دیگر قدرتهای جهانی در نقطه متقابل ایران قرار گرفته است. هر چند به خاطر میزان قدرت، ایران امکان روسیه را برای بازیگران بین‌المللی نداشته ولی ایران از تضاد روسیه با دیگر بازیگران بین‌المللی در طی چند سده گذشته نیز بهره برداریهای استراتژیک خود را کرده است. (پیشین، صص ۱۸۰و ۱۷۹)
مجموعه عواملی که به آنها اشارت رفت، مرزهای نانوشته ای از نظر بین‌المللی را بر روابط ایران و روسیه حاکم کرده و احتمالا خواهد کرد. سیستم بین‌المللی، اتحاد استراتژیک ایران و روسیه را بر نمی تابد. در دوران جنگ سرد توجه به چنین اتحادی، تبادل سیستم را به هم ریخت. احتمالا در حال حاضر نیز چنین اتحادی توسط قدرتهای بین‌المللی قابل تصور و تحمل نیست. مرز دوستی ایران و روسیه تا هر کجا رود، از نظر بازیگران بین‌المللی نمی‌تواند وارد مرحله اتحاد و ائتلاف استراتژیک شود. به نظر می رسد که روسها، با وقوف از مرزهای نانوشته روابط، از درجه تحمل سیستم بین الملل آگاهی دارند و ایران نیز با عنایت به شرایط بین‌المللی، پیوسته روابط دوستانه ای با همسایه شمالی خود داشته است. مرز حرکتهای جهانی ضد روسی ایران نیز به گونه‌ای نانوشته مشخص شده است. موافقت ایران با عدم واگذاری پایگاه‌های موشکی به آمریکا علیه شوروی در دوران قبل از انقلاب و حفظ رابطه با شوروی بعد از اشغال افغانستان در دوران پس از پیروزی انقلاب اسلامی می تواند گویای آگاهی ایران نسبت به مرزهای رابطه باشد. (پیشین، ص ۱۸۰)
۴-۱-۳) مدیریت عنصر بین‌المللی روابط ایران و روسیه:
با عنایت به آنچه که بیان شد می توان این استنباط را کرد که اولا مدیریت روابط ایران و روسیه، فراتر از رابطه دو جانبه تهران و مسکو رفته و باید با دقت در ساختار سیستم بین‌المللی اداره شود. ثانیا مدیریت روابط ایران و روسیه با ایجاد تعادلهایی بین گرایش های متضاد روبروست و ثالثا موفقیت ایران در مدیریت روابط با روسیه در گرو واقع بینی و با در نظر گرفتن گرایش های مسلط در روابط دو کشور طی قرنهای گذشته – البته بدون زنجیر شدن در تصورات و پندارهای کلیشه ای- میسر است.
مدیریت روابط ایران و روسیه، نه مدیریت یک رابطه صرفا دوجانبه، بلکه مدیریت موضوعی بین‌المللی می باشد. هرگونه تقلیل گرایی در مدیریت روابط دو کشور مخصوصا تنزل تحلیلی آن به آمار و ارقام تجاری، تامین کننده منافع همه جانبه ایران نیست. مدیریت روابط ایران و روسیه به یک معنی، مدیریت عنصر ساختار بین‌المللی در روابط خارجی کشور می باشد. به علاوه، مدیریت روابط ایران و روسیه، مستلزم ایجاد تعادلهای ظریف بین‌المللی می باشد. گرایشهای گوناگونی در سه حوزه مزبور وجود دارد. کم دقتی در ایجاد تعادل بین گرایش های متفاوت و متضاد در حوزه‌های مزبور، مدیریت روابط دو کشور را با چالش هایی روبرو می سازد. در این میان، توجه به عنصر بازیگران بین‌المللی حائز اهمیت می باشد.
سرانجام اینکه نمی توان مدیریت روابط ایران و روسیه را با تصورات و پندارهای کلیشه‌ای انجام داد. در روابط دو کشور پندارهای گوناگونی وجود دارد که بعضی از آنها بر ماهیت روابط خارجی روسیه تکیه دارند. مدیریت روابط ایران و روسیه، با در نظر گرفتن گرایشهایی که در چند سده گذشته حضور مداوم و مستمری داشته‌اند، امکان پذیر است و در این گرایشها، عنصر بین‌المللی روابط حائز اهمیت می باشد. (پیشین، ص ۱۸۱)

موضوعات: بدون موضوع  لینک ثابت
[چهارشنبه 1401-04-15] [ 04:05:00 ق.ظ ]




اثر غیر مستقیم، رابطه بین یک متغیر نهفته مستقل و متغیر نهفته وابسته است که از طریق یک یا چند متغیر نهفته واسطه‎گری می‎شود. واسطه‎گری ممکن است کامل۹ یا نسبی۱۰ باشد. اگر روابط مفروض مشتمل
بر اثرات مستقیم و غیر مستقیم بـاشد، واسطـه‎گری نسبی است و اگر صرفاً اثـرات غیر مستقیم فرض شوند،
واسطه‎گری کامل است (همان منبع).
پیش از بیان شیوه‎های اندازه‎گیری اثر واسطه‎گر، اشاره می‎کنیم که هر چند معمولاً اثر غیر مستقیم و واسطه‎گر معادل هم درنظرگرفته شده‎اند، برخی مؤلفان (برای مثال، هولم بک[۱۳۹]،۱۹۹۷) بر این باورند که در بهره‎گیری از الگویابی معادله ساختاری برای آزمون اثرهای واسطه‎گر مهم است که بین اثرهای غیر مستقیم و واسطه‎گر تمایز قائل شد؛ به این معنا که ممکن است اثر غیر مستقیم معنادار باشد ولی معیارهای اثر واسطه‎گر وجود نداشته باشد.

( اینجا فقط تکه ای از متن فایل پایان نامه درج شده است. برای خرید متن کامل پایان نامه با فرمت ورد می توانید به سایت feko.ir مراجعه نمایید و کلمه کلیدی مورد نظرتان را جستجو نمایید. )

روشی که به‎طور گسترده برای سنجش واسطه‎گری مورد استفاده قرار گرفته، روش گام‎های علّی است که در آثار کلاسیک بارون وکنی (بارون و کنی، ۱۹۸۶؛ کنی و دیگران، ۱۹۹۸؛ جود و کنی، ۱۹۸۱الف، ۱۹۸۱ب، نقل از مک کینون و دیگران، ۲۰۰۷) نشان داده شده است. طبق این روش، چهار گام وجود دارد که با سه معادله رگرسیون انجام می‎شود و بر اساس آن تعیین می‎گردد که یک متغیر (برای مثال، حمایت اجتماعی) رابطه بین یک متغیر پیش‎بینی‎کننده (برای مثال، شرایط مشاوره) و یک پیامد (برای مثال، بهزیستی) را واسطه‎گری می‎کند (شکل‎های ۱ـ۳ الف و ۱ـ۳ ب) (نقل از فریژر۴، تیکس۵و بارون۶، ۲۰۰۴).
مسیر پ
متغیر پیش‎بینی‎کننده
(شرایط مشاوره)
متغیر پیامد
(بهزیستی)
شکل ۱ـ۳ الف
متغیر واسطه‎گر
(حمایت اجتماعی)
متغیر پیش‎بینی‎کننده
(شرایط مشاوره)
متغیر پیامد
(بهزیستی)
شکل ۱ـ۳ ب
مسیر الف الف الف
مسیر ب
مسیر پ
شکل ۱ـ۳ نمودار مسیرها در الگوهای واسطه‎‎گر ( اقتباس از فریژر و دیگران، ۲۰۰۴، ص. ۱۲۶)
فریژر و دیگران (۲۰۰۴) این گام‎ها را به شرح زیر توضیح می‎دهند:
۱ـ رابطه معنادار بین پیش‎بینی‎کننده و پیامد (مسیر پ در شکل ۱ـ۳ الف)؛
۲ـ رابطه معنادار بین پیش‎بینی‎کننده و واسطه‎گر (مسیر الف در شکل ۱ـ۳ ب)؛
۳ـ رابطه معنادار واسطه‎گر و متغیر پیامد (مسیر ب در شکل ۱ـ۳ ب)، این رابطه برآورد می‎شود در حالی
که اثرات پیش‎بینی‎کننده بر پیامد کنترل می‎شود؛
۴ـ نیرومندی رابطه بین پیش‎بینی‎کننده و پیامد به‎طور معناداری کاهش می‎یابد؛ وقتی که واسطه‎گر به
الگو اضافه شود (مقایسه مسیر پ در شکل ۱ـ۳ الف با مسیر پ” در شکل ۱ـ۳ ب). اگر حمایت اجتماعی یک واسطه‎گر کامل باشد، رابطه بین شرایط مشاوره و بهزیستی از صفر متفاوت خواهد بود، پس از آنکه حمایت اجتماعی وارد الگو می‎شود. اگر حمایت اجتماعی یک واسطه‎گر نسبی باشد، که بیشتر احتمال دارد این‎طور باشد، رابطه بین شرایط مشاوره و بهزیستی به‎طور معناداری کمتر خواهد بود، وقتی که حمایت اجتماعی وارد الگو می‎شود اما هنوز بیشتر از صفر خواهد بود.
همان‎طور که کنی و همکاران (۱۹۹۸، نقل از وو و سومبو، ۲۰۰۸) اذعان دارند این رویه چهار گامی، آزمون آماری مستقیم برای اثر واسطه‎گری نیست بلکه ابزاری است برای تشخیص اینکه آیا اثر واسطه‎گر وجود دارد یا نه. در واقع، با این روش نمی‎توان معناداری اثر واسطه‎گر را سنجید.
یک روش مورد استفاده برای سنجش معناداری اثر واسطه‎گر (ab) آزمون سوبل۱[۱۴۰](۱۹۸۲) بوده است که مستقیماً معناداری ab را نسبت به توزیع بهنجارZ با بهره گرفتن از خطای استاندارد اثر واسطه‎گر می‎سنجد. بدین ترتیب که پس از تقسیم حاصل ضرب دو ضریب غیر استانداردی که مسیرهای واسطه‎گری را تشکیل می‎دهند، بر خطای استاندارد این حاصل ضرب، نسبت به‎ دست آمده با جدول توزیع بهنجار مقایسه می‎شود؛ اگر نسبت به‎ دست آمده بزرگ‎تر از ۹۶/۱ باشد، نتیجه گرفته می‎شود که اثر واسطه‎گر معنادار است. فواصل اطمینان برای اثر واسطه‎گر نیز مورد استفاده قرار گرفته که به همان نتیجه‎گیری منجر شده است (لاک وود۲
و مک کینون، ۱۹۹۸؛ وو و سومبو، ۲۰۰۸).
مک کینون و دیگران (مک کینون، لاک وود، هافمن۳، وست و شیت۵، ۲۰۰۲؛ هویل۶و مک کینون،۱۹۹۷، نقل از وو و سومبو، ۲۰۰۸) نشان داده‎اند که توان آماری آزمون سوبل کم است؛ زیرا وقتی حجم نمونه کوچک است، توزیع ab از توزیع نرمال دور می‎شود. برای فائق آمدن بر این مشکل، مک کینون آماره Z’ را فراهم کرده است که با آن می‎توان اثر واسطه‎گر (ab) را آزمون کرد. جدول Z’ از توزیع نمونه‎گیری تجربی برای مجموعه گسترده ارزش‎های a و b حاصل شده است. بر اساس این توزیع‎های تجربی، ارزش‎های بحرانی برای سطح معناداری متفاوت تعیین شده‎اند. جداول این ارزش‎های بحرانی را به شکل الکترونیکی در http://www.public.asu.edu/~davidpm/ripl/methods.htm می‎توان یافت. در پژوهش کنونی، برای تعیین معناداری اثر واسطه‎گر از این روش سود جسته‎ایم. در این روش، که به آزمون نامتقارن توزیع حاصل‎ضرب[۱۴۱] معروف است، ضریب واسطه‎گری به عنوان حاصل ضرب دو مسیر غیراستاندارد، که مسیر واسطه‎گری فرضی را تشکیل می‎دهند، محاسبه می‎شود. سپس، ۹۵ درصد فاصله اطمینان در اطراف این ضریب، برآورد می‎شود. اگر این فاصله شامل صفر نگردد، واسطه‎گری نسبی فرض می‎شود. مک کینون و دیگران (۲۰۰۲، نقل از شوارتز و دیگران، ۲۰۰۶) فقط به واسطه‎گری نسبی اذعان دارند و استدلال می‎کنند که واسطه‎گری کامل وجود ندارد.
مک کینون و دیگران (۲۰۰۷) در تأیید صحت و دقت این روش اظهار می‎کنند که فواصل اطمینان، که به وسیله روش توزیع حاصل ضرب محاسبه می‎شود، نامتقارن و منطبق با توزیع نابهنجار اثر غیر مستقیم‎اند. این پژوهشگران برنامه کامپیوتریPRODCLIN را معرفی کرده‎اند که به شکل الکترونیکی در www.public.asu.edu/~davidpm/ripl/prodclin برای سهولت بهره‎برداری پژوهشگران از این روش موجود است. این برنامه، فواصل اطمینان برای اثر غیر مستقیم را بر مبنای توزیع حاصل ضرب محاسبه می‎کند. در پژوهش کنونی برای تعیین معناداری اثر واسطه‎گر سردرگمی هویت از این برنامه کامپیوتری که مک کینون (ارتباط شخصی، ۱۳ جولای، ۲۰۱۰) آن را معرفی کرده است، بهره گرفتیم.
۳ـ۳ جامعه و نمونه آماری
۱ـ۳ـ۳ جامعه آماری
در این پژوهش، جامعه آماری متشکل از دو جامعه است: دانش‎آموزان و مراقبان اصلی آنها (عمدتاً مادران).
جامعه آماری دانش‎آموزی مشتمل بر کلیه دانش‎آموزان دختر و پسری است که در سال تحصیلی ۸۷ ـ۸۸ در پایه دوم راهنمایی مدارس دولتی شهر تهران (گروه سنی ۱۲ تا ۱۳ سال) به تحصیل اشتغال داشته‎اند و جامعه آماری دیگر متشکل از مراقبان اصلی این دانش‎آموزان است که در فرهنگ ما عمدتاً مادران در این جامعه قرار می‎گیرند.
ملاک انتخاب دانش‎آموزان یک پایه تحصیلی و آن هم پایه دوم راهنمایی به دو دلیل نظری و روش ـ ‎شناختی بود: از لحاظ نظری بر حسب تعریف سنی، اوایل نوجوانی معمولاً به گروه سنی ۱۰ـ۱۱ سالگی تا ۱۳ـ۱۴ سالگی پوشش می‎دهد. در نظام آموزشی کشور ما گروه سنی ۱۱ تا ۱۲ سال در پایه اول راهنمایی و ۱۲ تا ۱۳ سال در پایه دوم راهنمایی قرار می‎گیرند. از آنجا که دانش‎آموزان پایه اول راهنمایی با تنیدگی‎های ناشی از انتقال از مدرسه ابتدایی به مدرسه راهنمایی مواجه‎اند (پیش‎تر در فصل دوم، ویژگی‎های این گذر مطرح شدند)، در پژوهش حاضر بر دانش‎آموزان پایه دوم راهنمایی متمرکز شدیم که در مقایسه با گروه دیگر از نظر تحولی از ثبات بیشتری برخوردارند. از لحاظ روش‎شناختی، باید در استخراج نتایج چندین نمونه یا یک نمونه در زمان‎های مکرر برای مقاصد تحلیل عاملی محتاط بود؛ چون نمونه‎هایی که از نظر معیاری متفاوت‎اند، ممکن است عوامل متفاوتی داشته باشند (تاباچنیک و فیدل، ۲۰۰۱، ص.۵۸۷).
۲ـ۳ـ۳ روش نمونه‎گیری و حجم نمونه
نمونه مورد بررسی به روش نمونه‎گیری چندمرحله‎ای انتخاب شد. در مرحله نخست نمونه‎گیری، از سه ناحیه شمال، مرکز و جنوب تهران سه منطقه ۱، ۱۳ و ۱۹ از مناطق نوزده‎گانه آموزشی تهران به قید قرعه انتخاب شدند. در مرحله بعدی، برای انتخاب دانش‎آموزان از سه منطقه آموزشی یادشده، روش خوشه‎ای دو مرحله‎ای به‎کارگرفته شد. در وهله اول، از فهرست اسامی مدارس راهنمایی دولتی (به تفکیک جنس) سه تا پنج مدرسه به‎طور تصادفی انتخاب شد و در وهله بعد، از مدارس منتخب، به روش تصادفی یک یا دو کلاس پایه دوم راهنمایی مبنای انتخاب دانش‎آموزان دختر و پسر قرار گرفت.
در پژوهش حاضر بر مبنای توصیه‎هایی که در مورد حجم نمونه در روش الگویابی معادله ساختاری شده است، سعی شد که در هر منطقه ۲۰۰ دانش‎آموز (۱۰۰ دختر و ۱۰۰ پسر) و مراقبان اصلی آنها به عنوان جمعیت نمونه انتخاب شوند. در نهایت، پس از بررسی پرسشنامه‎ها( با حذف دانش‎آموزان دارای سابقه بیماری و مردودی) ۶۱۳ نفر دانش‎آموز پایه دوم راهنمایی (۳۱۴ نفر دختر و ۲۹۹ نفر پسر) و مراقبان اصلی آنها (عمدتاً مادران) نمونه پژوهش حاضر را تشکیل دادند.
۴ـ۳ ابزارهای گردآوری اطلاعات
برای گردآوری اطلاعات، هفت پرسشنامه در گروه نوجوانان و چهار پرسشنامه در مورد والدین به‎کارگرفته شد. همچنین هر دو گروه، پرسشنامه جمع‎آوری اطلاعات را که حاوی پرسش‎هایی در مورد مشخصات فردی و خانوادگی بوده تکمیل کردند (پیوست الف).
در انتخاب پرسشنامه‎ها، دو ملاک اصلی مدّ نظر قرارگرفت؛ اول آنکه پرسشنامه‎ هایی انتخاب شدند که در پژوهش‎های متعدد در حیطه مورد بررسی، مورد استفاده قرارگرفته‎اند و ویژگی‎های روان‎سنجی مناسبی برای آنها گزارش شده است. این امر از طریق جستجوی کامپیوتری و مکاتبه با صاحب‎نظران قلمروی مورد تحقیق میسر شد. دوم آنکه انجام یک پژوهش چند متغیره، مستلزم بهره‎گرفتن از چندین پرسشنامه است. به همین دلیل به‎منظور اجتناب از افزایش سؤالات یا از فرم کوتاه‎شده پرسشنامه‎ها بهره گرفته شد و یا پرسشنامه‎ هایی به‎کارگرفته‎ شدند که سؤالات کمتری داشتند ولی با ویژگی‎های روان‎سنجی مناسب، متغیرهای مورد بررسی را اندازه‎گیری می‎کردند.
در ابتدا، پرسشنامه‎ها ترجمه معکوس شدند؛ بدین‎ترتیب که فردی متخصص در حیطه روان‎شناسی که به هر دو زبان انگلیسی و فارسی آشنایی کاملی داشت، پرسشنامه‎ها را به زبان فارسی ترجمه کرد. سپس فرد متخصص دیگر با همان ویژگی‎ها، پرسشنامه‎های فارسی را مجدداً به زبان انگلیسی برگرداند. در وهله بعد، این ترجمه با متن اصلی انگلیسی مقایسه شد و سپس ناهماهنگی‎های بین دو فرم توسط فرد متخصص سوم، مورد بررسی قرارگرفتند و در نهایت، پرسشنامه‎ها آماده شدند.
برای تضمین اعتبار محتوایی، پرسشنامه‎های آماده‎شده به چهار متخصص روان‎شناسی ارائه و پس از اعمال نظرهای ایشان، برای اجرای اولیه آماده شدند. به دنبال این مرحله، پرسشنامه‎ها به‎طور مقدماتی در تعداد محدودی از افراد نمونه تحقیق (۳۰ نفر) اجرا شدند که نمره پایایی پرسشنامه‎ها با روش آلفای کرونباخ مبیّن ثبات درونی ابزارهای اندازه‎گیری در پژوهش بودند.

موضوعات: بدون موضوع  لینک ثابت
 [ 04:04:00 ق.ظ ]




جسور و جسور (۱۹۷۷، نقل از همفیل۳[۵۲]و دیگران، ۲۰۰۷) وجود یک نشانگان رفتار مشکل‎آفرین۴ را مطرح ساخته‎اند. آنها فرض می‎دارند که یک نشانگان منفرد و به هم مرتبط از انحراف وجود دارد که طیف وسیعی از رفتارهای مشکل‎آفرین را دربر می‎گیرد. بنابراین، فرض می‎شود که مصرف مواد، مشکلات تحصیلی، بزهکاری و رفتار جنسی مخاطره‎آمیز همگی یک نشانگان واحد را منعکس می‎سازند. جسور و همکارانش بر مبنای مشاهداتشان فرض می‎دارند که رابطه میان رفتارهای مشکل‎آفرین گوناگون از یک سازه زیربنایی یا متغیر پنهان”عدم متعارف بودن” شخصی و اجتماعی در دوره نوجوانی نشئت می‎گیرد.

( اینجا فقط تکه ای از متن فایل پایان نامه درج شده است. برای خرید متن کامل پایان نامه با فرمت ورد می توانید به سایت feko.ir مراجعه نمایید و کلمه کلیدی مورد نظرتان را جستجو نمایید. )

در سه دهه گذشته پژوهش‎های طولی و مقطعی در آمریکا این نظریه را تأیید کرده‎اند (وازونی و دیگران، ۲۰۰۹). نتایج تحقیق وازونی و دیگران (۲۰۰۹) در نمونه سویسی و گرجستانی و همین‎طور تحقیق جسور و دیگران (۲۰۰۳) در نمونه‎ های چینی و آمریکایی، شواهدی دال بر تأیید این نظریه را ارائه کرده‎اند. لکن برخی دیگر از پژوهشگران بر مبنای داده‎های تجربی، استدلال می‎کنند که رفتارهای مشکل‎آفرین از عواملی چندگانه تشکیل می‎شوند (برای مثال، ابوت[۵۳]و دیگران، ۱۹۹۱؛ گیلمور۲و دیگران، ۱۹۹۱، نقل از همفیل و دیگران، ۲۰۰۷).
۲ الگوی تبادلی
داج و پتیت (۲۰۰۳) بر مبنای یافته‎های به‎ دست‎آمده از پژوهش‎هایی که در باب مبناهای تحوّل ضد اجتماعی انجام شده‎اند، یک الگوی پویای زیست‎روان‎اجتماعیِ تحوّلِ مشکلات رفتار ارتباطی مزمن نوجوانان را ارائه کرده‎اند. این مؤلفان پیشنهاد کرده‎اند که تعامل غیرخطّی۳، قوی‎ترین پیش‎بینی‎ها را بین عوامل فراهم می‎آورد؛ تجربه‎های زندگی، اثرهای عامل آمادگی‎های۴ زیست‎شناختی و عامل بافت اجتماعی ‎فرهنگی۵را واسطه‎گری می‎کند و واسطه‎گر معمول و مستقیم کلیّه متغیّرهای پیش‎بینی‎کننده، الگوی اکتسابی۶ پردازش اطلاعات اجتماعی است. در شکل ۶ـ۲، مؤلفه‎های این الگوی تحولی نمایش داده شده‎اند.
بر مبنای این الگو، برخی از کودکان با آمادگی‎های عصبی، هورمونی و روان‎فیزیولوژیکی و در بافتهای اجتماعی فرهنگی زاده می‎شوند که آنها را در مسیر تحولی مشکلات رفتار ارتباطی در زندگی قرار می‎دهد. البتـه این آمـادگی‎ها و بـافت‎ها مـی‎تـوانند پیامـدهای بسیاری داشته باشند. دوم آنکـه این عوامل باواسطه
آمادگی
زیست‎شناختی
بافت
اجتماعی فرهنگی
گروه همسال
آمادگی
زیست‎شناختی
فرایندهای
روانی
بافت
اجتماعی فرهنگی
مشکلات
رفتار ارتباطی
والدگری
شکل ۶ـ۲٫ الگوی زیست‎روان‎اجتماعی تحّول مشکلات رفتار ارتباطی مزمن نوجوان (اقتباس از داج و پتیت، ۲۰۰۳، ص.۳۵۱)
معمولاً کودک را به سمت تجربه‎های زندگیِ واجد خاستگاه پرخاشگرانه۱[۵۴]، همچون انضباط خشن۲، غفلت عاطفی۳، یا فقدان آموزش از سوی والدین در تعامل‎های آنها با کودک در دوره نوپایی۴، هدایت می‎‎کنند. آنها همچنین معمولاً موجب می‎شوند که کودک در دوره پیش‎دبستان با گروه همسال و خواهران و برادران پرخاشگر تعارض‎هایی پیدا ‎کند (داج و پتیت، ۲۰۰۳).
به هر حال، کودک در آغاز دبستان وارد نقطه‎ای انتقالی۵ در مسیر تحول خود می‎شود. این زمانِ گذر، تغییر و فرصت برای تجدید سازمان مسیر زندگی است. متأسفانه کودکِ در خطرِ ابتلا به مشکلات رفتار ارتباطی در دوره نوجوانی، در حالی وارد دبستان می‎شود که فاقد آمادگی تحصیلی و اجتماعی است و احتمال دارد از سوی گروه همسال کلاس اول طرد شود و شاید مورد سرزنش معلم قرار گیرد. این تجربه‎های اولیه انضباط خشن و غفلت از سوی والدین و تجربه‎های شکست اجتماعی و تحصیلی اثرهای طنین‎اندازی بر کودک در نقطه انتقالی بعدی تحوّل، یعنی، انتقال به مدرسه راهنمایی در شروع بلوغ، دارد. این دوره، امکانات جدیدی را برای تغییر مسیر زندگی ایجاد می‎کند. علاوه بر این، کودکِ در معرضِ خطر، احتمالاً بافت اجتماعی دوره نوجوانی خود را از طریق اجتناب از ارتباط با گروه همسال عادی شکل می‎دهد و در عوض برای دریافت حمایت به گروه همسال منحرف۶ روی می‎آورد. والدین این کودک یاد می‎گیرند که بر امور کودک کمتر نظارت داشته باشند تا از تعارض‎های مخرّب اجتناب کنند. نتیجه این می‎شود که کودک هرگز مهارت‎های لازم برای عبور کردن از دنیای نوجوانی را یاد نمی‎گیرد. بدین ترتیب آمادگی‎های زیست‎شناختی، بافت‎های اجتماعی فرهنگی و تجربه‎های زندگی به‎طور متقابل بر یکدیگر تأثیر می‎گذارند (همان منبع).
در نهایت، کودک ساختارهای دانشی۷ را کسب می‎کند که عبارت‎اند از: طرحواره‎های رابطه‎ای۸ خصومت۹، الگوهای تفکر پرخاشگرانه۱۰، الگوهای فعّال۱۱ روابط بین‎شخصی خصمانه، قواعد رهنمودی۱۲ که پاسخدهی سریع دفاعی و نه تعمّق آهسته را دربر می‎گیرند. وقتی کودک با یک موقعیّت اجتماعی مشکل‎ساز روبه‎رو می‎شود، نمی‎تواند به سرنخ‎های۱۳ اجتماعی مربوط توجه کند و به سرعت در مورد گروه همسال و بزرگسالان به‎طور خصمانه اسناد می‎کند و به پاسخ‎های پرخاشگرانه دست می‎زند. او این پاسخ‎ها را به‎طور برانگیخته و بدون تفکّر در مورد پیامدهایشان می‎دهد یا پیامدهای احتمالی‎ آنها را به منزله پاسخ‎های پذیرفتنی ارزشیابی می‎کند و آنها را بر می‎گزیند. وقتی این کودک به نوجوانی می‎رسد، احتمال زیادی دارد که به وسیله یک همسال طعنه‎زن، یک معلّم متخاصم یا یک پلیس تهدید‎کننده، به شدت عصبانی شود (همان منبع).
همان‎طور که ملاحظه شد، در الگوی داج و پتیت (۲۰۰۳) به عوامل درون‎شخصی به عنوان عوامل واسطه‎گر توجّه شده است. برای تدوین الگوی پیشنهادی پژوهش حاضر، این الگو مدّ نظر قرار گرفته است.
۳ الگوی بوم شناختی
دیسهیون و پترسون (۲۰۰۶) الگویی از تحول رفتار ضد اجتماعی ارائه کردند که بنا به اظهار آنها توان کاربرد عمومی دارد و می‎توان در درمان و پیشگیری از رفتار مشکل‎آفرین در کودکان و نوجوانان از آن سود جست (شکل‎های۷ـ۲ و ۸ـ۲).
همان‎طور که در شکل ۷ـ۲ نشان داده شـده است، سه حیطه گسترده از سازه‎ها برای تبیین زمـان آغاز و شدت رفتار ضد اجتماعی در الگوی بوم‎شناسی مورد استفاده قرار می‎گیرند.
“پویاییهای رابطه۱“، مقدمتاً بر تعامل با والدین، خواهران و برادران و همسالان به عنوان بافت‎هایی که آموزش بدون واسطه برای یادگیری و ابقای رفتار ضد اجتماعی از کودکی تا بزرگسالی را فراهم می‎آورند، تأکید دارند. “موقعیت رفتار۲“، ویژگی‎های بافت‎هایی را توصیف می‎کند که به روابط تأثیرگذارنده بر رفتار مشکل‎آفرین ساخت می‎دهند.”خودنظم‎جویی۳“توانایی فرد را توصیف می‎کند برای آنکه از نظر اداره امور روزمره، تنظیم هیجانات، مهار تفکر نارساکنش‎ور۴ و انتخاب محیط‎های مساعد با رفتار معطوف به هدف، خودهدایتگر شود. افزون بر این سه حیطه، بافت فرهنگی به عنوان یک متغیر مشروط۵[۵۵] در نظرگرفته می‎شود (دیسهیون و پترسون، ۲۰۰۶).
بافت فرهنگی
موقعیت‎های رفتار
خانه مدرسه
محله
پویایی‎های رابطه
همسر همسال
خواهر و برادر معلم
والدین
خود نظم‎جویی
شکل ۷ـ۲٫ بوم شناسی رفتار ضد اجتماعی (اقتباس از دیسهیون و پترسون، ۲۰۰۶، ص.۵۱۳)
شکل ۸ـ۲ الگویی را نشان می‎دهد که دیسهیون و پترسون (۲۰۰۶) بر اساس پژوهش‎های انجام شده در باب رفتار ضد اجتماعی تدوین کرده‎اند. این صاحب‎نظران در تدوین این الگو چهار نکته را مطرح می‎کنند:
اگرچه رفتار ضد اجتماعی از نظر روان‎سنجی سازه‎ای باثبات است، درک فرایند تحولی و تفاوت ـ های جنسیتی برای درنظرگرفتن اشکال خاص رفتار ضد اجتماعی از جمله تمایزات بین پرخاشگری آشکار و پنهان، مفید به نظر می‎رسد.
پویایی‎های تعامل والد ـ کودک و مدیریت خانواده در تعیین مسیر تحول رفتار مشکل‎آفرین در اوایل و اواسط کودکی و نیز نوجوانی نقش مهمی بازی می‎کند و پژوهش‎های مداخله‎ای، آشکار ساخته که تمرکز هدف این مداخلات بر شیوه‎های والدگری، خطر ابتلا به این رفتارها را در کودک و نوجوان کاهش می‎دهد.
تأثیرات همسال در حال حاضر یک موضوع غالب در علت‎شناسی رفتار ضد اجتماعی است که در اوایل کودکی آغاز می‎شود و طیّ نوجوانی افزایش می‎یابد. پژوهش‎های مداخله‎ای بر تأثیر همسال در افزایش رفتار مشکل‎آفرین نوجوان تأکید دارند.
پژوهش‎های علوم عصبی و تحوّلی در درک پیوند اساسی مغزـ رفتار که پیدایش و رشد مهار اجرایی و نهایتاً خود‎نظم‎جویی را تبیین می‎کنند، در حال همگرایی هستند.
موقعیت‎های رفتاری
خانه
محله
مدرسه

موضوعات: بدون موضوع  لینک ثابت
 [ 04:04:00 ق.ظ ]




حمایت همسال ۱

۰۱/۲

۷۸/۰

۱۱/۰

٭۰۳/۱۹

حمایت همسال ۲

۸۸/۱

۷۵/۰

۱۰/۰

٭۹۹/۱۷

حمایت همسال ۳

۳۹/۲

۷۷/۰

۱۳/۰

٭۵۷/۱۸

حمایت همسال ۴

۶۷/۱

۶۵/۰

۱۱/۰

٭۹۱/۱۴

حمایت همسال ۵

۷۵/۱

۶۸/۰

۱۱/۰

٭۷۲/۱۵
۰۵/۰ p< ٭
۰۵/۰ p< ٭

همان‎گونه که در جدول۸ـ۴ مشخص شده است، کنش‎وری خانوادگی (گزارش نوجوان) واجد چهار متغیر مشاهده‎شده با ضرایب استاندارد ( لامبدای X) 56/0 تا ۷۰/۰ و مقادیر معنادار t (بالاتر از ۲) است که در این میان والدگری مثبت کمترین ضریب استاندارد و ارتباط والد ـ نوجوان بالاترین ضریب استاندارد را دارند. همچنین الگوی اندازه‎گیری متغیر نهفته برون‎زای کنش‎وری خانوادگی (گزارش نوجوان) به ترتیب ۴۱/۰، ۴۹/۰، ۳۹/ و۳۱/۰ از واریانس متغیرهای مشاهده‎شده را تبیین کرده است. ضرایب خطای تتا دلتا در پیوست ب گزارش شده است .
نتایج جدول ۸ـ۴ نشان می‎دهند که کنش‎وری خانوادگی (گزارش والد) واجد چهار متغیر مشاهده‎شده با ضرایب استاندارد (لامبدای X) 28/0 تا ۸۵/۰ و مقادیر t ( بالاتر از ۲) است که حمایت خانواده کمترین ضریب استاندارد و دل‎مشغولی والدین بیشترین ضریب را به خود اختصاص داده‎اند. ضمنا الگوی اندازه‎گیری متغیر نهفته برون‎زای کنش‎وری خانوادگی (گزارش والدین) به ترتیب ۷۷/۰، ۳۷/۰، ۷۱/۰و۳۶/۰ از واریانس متغیرهای مشاهده‎شده را تبیین کرده است.
نتایج جدول ۸ـ۴ در باب پارامترهای الگوی اندازه‎گیری کنش‎وری مدرسه حاکی از آن هستند که چهار متغیر مشاهده‎شده این متغیر پنهان، دارای ضرایب استاندارد (لامبدای X) 45/0 تا ۶۳/۰ و مقادیر t (بالاتر از ۲) هستند. در این میان، پیوند با مدرسه ۱ کمترین و حمایت معلم ۴ بیشترین ضریب استاندارد را دارا هستند. الگوی اندازه‎گیری متغیر نهفته برون‎زای کنش‎وری مدرسه به ترتیب ۲۱/۰، ۲۲/۰ ۳۴/۰ و ۳۹/۰ از واریانس متغیرهای مشاهده‎شده را تبیین کرده است.
در نهایت، نتایج جدول فوق مبیّن آن هستند که حمایت همسال واجد پنج متغیر مشاهده‎شده با ضرایب استاندارد (لامبدای X) 65/0تا ۷۸/۰ و مقادیر t (بالاتر از ۲) است که حمایت همسال ۴، کمترین ضریب استاندارد و حمایت همسال ۱، بیشترین ضریب را به خود اختصاص داده اند. ضمناً الگوی اندازه‎گیری متغیر نهفته برون‎زای حمایت همسال به ترتیب ۶۱/۰، ۵۶/۰، ۵۹/۰، ۴۲/۰ و ۴۶/۰ از واریانس متغیرهای مشاهده‎شده را تبیین کرده است.
جدول ۹ـ۴ تأثیر متغیرهای نهفته درون‎زا را بر متغیرهای مشاهده‎شدهY نشان می‎دهد. همان‎طور که بر اساس نتایج جدول ۹ـ۴ ملاحظه می‎شود در چهار پارامتر، انسجام هویت بر سؤال یک، سردرگمی هویت بر سؤال یک، رفتار مشکل‎آفرین بر رفتار پرخاشگرانه (گزارش نوجوان)، به علت آن که توسط برنامه به عنوان متغیر ملاک برای مقایسه دیگر پارامترها درنظرگرفته شده‎اند، خطای استاندارد برآورد مشخص نشده است. نتایج جدول بالا حاکی از آن است که متغیر نهفته انسجام هویت بر متغیرهای مشاهده‎شده با ضرایب استاندارد (لامبدایY) بین ۵۰/۰ تا ۶۹/۰ به‎طور معنادار (با درنظرگرفتن مقادیر t بالاتر از ۲) تأثیر دارد. الـگوی اندازه‎گیـری متغیـر نهفتـه انسجـام هویت به تـرتیب ۲۸/۰، ۲۵/۰، ۴۸/۰، ۳۵/ و۲۶/۰ از واریـانس

( اینجا فقط تکه ای از متن فایل پایان نامه درج شده است. برای خرید متن کامل پایان نامه با فرمت ورد می توانید به سایت feko.ir مراجعه نمایید و کلمه کلیدی مورد نظرتان را جستجو نمایید. )

جدول ۹ـ۴٫ اثر متغیرهای نهفته درون‎زا بر متغیرهای مشاهده‎شده Y (لامبدای Y)

موضوعات: بدون موضوع  لینک ثابت
 [ 04:04:00 ق.ظ ]




پایایی پرسشنامه‎ها، در اجرای نهایی نیز محاسبه شده ‎است. در این محاسبه از روش”حذف گویه به شرط افزایش پایایی”استفاده شده است. بر اساس این روش، اگر حذف گویه‎ای ضریب پایایی را به مقدار قابل توجهی افزایش دهد، این گویه حذف می‎شود. در این پژوهش در برخی از پرسشنامه‎ها، با کاربرد این روش، گویه‎هایی حذف شدند. همچنین اعتبار عاملی پرسشنامه‎ها که صورتی از اعتبار سازه است (سرمد و دیگران، ۱۳۸۳) از طریق تحلیل عامل اکتشافی و تأییدی بررسی شد. در بخش‎های بعدی گزارش، نتایج به‎ دست آمده از تحلیل عامل اکتشافی هر یک از زیرمقیاس‎ها گزارش می‎شوند. از آنجا که در این فصل الگوی تحلیل عاملی تأییدی کل زیرمقیاسها ارائه خواهد شد، نتایج حاصل از تحلیل عامل تأییدی هر یک از زیرمقیاس‎ها در پیوستِ ب گزارش پژوهش، آورده شده‎اند. به استثنای مقیاس هویت که برای ارائه نمونه‎ای از روند کارِ تعیین اعتبار سازه پرسشنامه‎ها، نتایج هردو نوع تحلیل عاملی گزارش شده است.

(( اینجا فقط تکه ای از متن درج شده است. برای خرید متن کامل فایل پایان نامه با فرمت ورد می توانید به سایت feko.ir مراجعه نمایید و کلمه کلیدی مورد نظرتان را جستجو نمایید. ))

در سطوری که در پی می‎آیند، پیش از بیان مشخصات هر یک از پرسشنامه‎‎ها و ویژگی‎های روان‎سنجی آنها، رویه اجرای ابزارهای پژوهش، توضیح داده خواهند شد.
۱ـ۴ـ۳ رویه اجرای پرسشنامه‎ها
پس از تدارک نهایی پرسشنامه‎ها، با مراجعه به دفتر تحقیقات سازمان آموزش و پرورش شهرتهران، مجوز اجرای پرسشنامه‎ها با اعمال محدودیت‎هایی اخذ شد. بدین‎ترتیب که سه سؤال از پرسشنامه‎ای که رفتار مشکل‎آفرین را براساس گزارش نوجوان می‎سنجید و چهار سؤال از پرسشنامه‎ای که رفتار مشکل‎آفرین نوجوان را بر اساس گزارش والدین اندازه‎گیری می‎کرد، به دلیل اینکه محتوای آنها به فعالیت جنسی و مصرف مواد مربوط بود، مجوز اجرا در مدارس راهنمایی را دریافت نکردند و از مجموعه سؤالات حذف شدند.
به‎دنبال اخذ مجوز از دفتر تحقیقات، با مراجعه به مناطق آموزش و پرورش، فهرست اسامی مدارس راهنمایی دولتی دخترانه و پسرانه سه منطقه ۱، ۱۳ و ۱۹ دریافت شد. در مراجعه به مدارس منتخب، در جلسه‎ای با مدیر مدرسه پس از برقراری ارتباط مؤثر و بیان توضیحاتی در باب پژوهش، در ابتدا در مورد اجرای پرسشنامه‎های نوجوانان در کلاس، هماهنگی‎های لازم صورت گرفت و در وهله بعد، برای اجرای پرسشنامه‎های والدین، جلسه‎ای تعیین ‎شد تا مراقب اصلی نوجوان، یعنی، کسی که مسئولیت امور روزمره او را دارد ـ که در فرهنگ ما به‎طور عمده مادران عهده‎دار چنین مسئولیتی هستند ـ در آن جلسه حضور یابند.
کلیه پرسشنامه‎های نوجوانان در کلاس به‎طور گروهی و بدون ذکر نام اجرا شدند (قبلاً هر پرسشنامه بر اساس نام دانش‎آموز در دفتر کلاس، کدگذاری شد).
هر نوجوان، دفترچه‎ای حاوی هفت پرسشنامه دریافت می‎کرد. در ابتدای هر دفترچه، راهنمایی تعبیه شده بود تا شرکت‎کنندگان به‎طور کلی با تحقیق آشنا شوند و از محرمانه بودن نتایج آن مطمئن شوند. با این حال، در ابتدا پس از ایجاد ارتباط با دانش‎آموزان، به‎طور شفاهی نیز در باب تحقیق و اینکه نتایج آن محرمانه است، لزومی به ذکر نام نیست، اطلاعات فردی به صورت کلی تفسیر خواهد شد و اینکه پاسخگویی به پرسشنامه‎ها ارتباطی به رابطه نوجوان با مدرسه ندارد و در نتایج تحصیلی آنها بی‎تأثیر است، توضیحاتی داده می‎شد و پس از کسب موافقت دانش‎آموزان، پرسشنامه‎ها اجرا می‎گردید. برای جلوگیری از خستگی دانش‎آموزان، در صورت نیاز وقت استراحتی به آنها داده می‎شد. زمان پاسخگویی به کلیه پرسشنامه‎ها به‎طور متوسط ۵۵ دقیقه بود.
در مورد مراقبان اصلی نوجوان (عمدتاً مادران)، در جلسه‎ تعیین‎شده پس از برقراری ارتباط، مادران دفترچه‎ای حاوی چهار پرسشنامه دریافت می‎کردند. در ابتدای هر دفترچه، راهنمایی قرار شده بود تا شرکت‎کنندگان به‎‎طور کلی با تحقیق آشنا شوند و از محرمانه بودن نتایج آن مطمئن شوند. با این حال، به‎طور شفاهی نیز در باب تحقیق و این که نتایج آن محرمانه است، لزومی به ذکر نام نیست (قبلاً پرسشنامه ـ ها بر اساس کد دانش‎آموز، کدگذاری شده بود)، اطلاعات فردی به صورت کلی تفسیر خواهد شد و اینکه پاسخگویی به پرسشنامه‎ها ارتباطی به رابطه آنها با مدرسه ندارد و در نتایج تحصیلی فرزندان آنها بی‎تأثیر است، توضیحاتی داده می‎شد و پس از کسب موافقت والدین، پرسشنامه‎ها اجرا می‎گردید. والدینی که سواد کافی برای پاسخگویی به پرسشنامه‎ها را داشتند، خود به تکمیل آنها اقدام کردند. در این گروه از مادران، زمان پاسخگویی به‎طور متوسط ۴۰ دقیقه بود، اما در مورد والدین بی‎سواد و کم سواد، آزمونگر سؤالات را برای آنها می‎خواند و بدین‎ترتیب پرسشنامه‎ها تکمیل می‎شدند.
۲ـ۴ـ۳ پرسشنامه جمع‎آوری اطلاعات
برای دستیابی به اطلاعات جمعیت‎شناختی، پرسشنامه‎ هایی حاوی مواردی از مشخصات فردی و خانوادگی هم برای نوجوانان (۱۵مورد) و هم برای والدین (۲۰مورد) تدارک شد که هر دو گروه آنها را تکمیل کردند
بر اساس اطلاعات به‎ دست آمده از پرسشنامه‎های جمع‎آوری اطلاعات، از مجموع ۶۱۳ دانش‎آموز (۵۱ درصد دختر و ۴۹ درصد پسر)، ۳۳ درصد به منطقه ۱، ۳۳ درصد به منطقه سیزده و ۳۴ درصد به منطقه نوزده تعلق داشته‎اند. ۸۸ درصد از دانش‎آموزان و ۵۵ درصد از والدین متولد تهران و ۱۲درصد دانش‎آموزان و ۴۵
درصد والدین در شهرستان تولد یافته‎اند. ۹۱ درصد از والدین شرکت‎کننده را مادران (۸۶ درصد خانه دار، ۵۱ درصد دارای تحصیلات دبیرستانی و دیپلم) و ۹ درصد را پدران (۶۰ درصد دارای شغل آزاد، ۴۲ درصد دارای تحصیلات دبیرستانی و دیپلم) تشکیل داده‎اند. ۸۳ درصد از خانواده‎ها، تا پنج نفر عضو داشته‎اند.۸۳ درصد از دانش‎آموزان هم در خانواده با پدر، مادر و خواهران و برادران زندگی کرده‎اند.
۳ـ۴ـ۳ بافت خانواده
همان‎طور که پیش‎تر بیان شد (فصل یک: تعریف‎های مفهومی و عملیاتی متغیرها)، در پژوهش حاضر، بافت خانواده بر حسب متغیرهای (۱) دل‎مشغولی والدین در مورد زندگی نوجوان، (۲) والدگری مثبت، (۳) ارتباط
والد ـ نوجوان و نهایتاً (۴) حمایت خانواده عملیاتی شده است. هم والدین و هم نوجوانان کلیه مقیاس‎های مربوط به چهار نشانگر را تکمیل کردند.
برای کلیه مقیاس‎های والدگری، سؤالات مشابهی برای گزارش‎های نوجوان و والد مورد استفاده قرار گرفت، لکن متناسب با گزارش‎دهنده، فقط تطبیق‎های جزئی در بیان سؤال داده شد. برای مثال، جمله “وقتی با مادرم صحبت می‎کنم، او به من گوش می‎دهد”(گزارش نوجوان) به جمله”وقتی فرزندم با من صحبت می‎کند، من به او گوش می‎دهم”تغییریافت.
الف) مقیاس شیوه‎های والدگری
دل‎مشغولی والدین در مورد زندگی نوجوان و والدگری مثبت با بهره گرفتن از مقیاس”شیوه‎های والدگری” گورمن ـ اسمیت و دیگران (۱۹۹۶، اقتباس از شوارتز و دیگران، ۲۰۰۵) اندازه‎گیری شدند.
زیرمقیاس دل‎مشغولی والدین (گزارش نوجوان: ۱۱سؤال و گزارش والد: ۲۱ سؤال) میزان رغبت والدین و نگرانی آنها را در باره زندگی نوجوان می‎سنجد. پاسخ‎ها بر مبنای مقیاس لیکرت درجه‎بندی شده‎اند. نمره ـ های بالاتر در این زیرمقیاس مبیّن رغبت و نگرانی بیشتر والدین است (برای مثال، “وقتی خانه نیستید، آیا والدین‎تان می‎دانند که با چه کسانی بیرون هستید؟”).
زیرمقیاس والدگری مثبت (گزارش نوجوان: ۱۰سؤال؛ گزارش والد: ۹ سؤال) میزان استفاده از پاداش ـ های مثبت و تشویق رفتار مناسب از سوی والدین را می‎سنجد. پاسخ‎ها بر مبنای مقیاس لیکرت سه درجه‎ای (تقریباً هرگز، ۱؛ بعضی اوقات، ۲؛ بیشتر اوقات، ۳ ) درجه‎بندی شده‎اند (برای مثال،”وقتی شما کاری انجام داده باشید که والدین‎تان دوست دارند یا آن را می‎پسندند، آیا آنها به شما لبخند می‎زنند؟”).
گورمن ـ اسمیت و دیگران (۱۹۹۶)، پایایی زیرمقیاس‎ها را ۶۸/۰ تا ۸۱/۰ گزارش کرده‎اند. این زیرمقیاس‌ها در چندین پژوهش مورد استفاده قرارگرفته‎اند (برای مثال، شوارتز و دیگران۲۰۰۶؛ شوارتز و دیگران ۲۰۰۹). این پژوهشگران پایایی زیرمقیاس‎های مذکور را ۷۵/۰ تا ۸۹/۰ گزارش کرده‎اند.
در ادامه، به نتایج به‎ دست آمده در باب پایایی و اعتبار عاملی این زیرمقیاس‎ها در اجرای نهایی خواهیم پرداخت.
۱ـ الف) پایایی زیرمقیاس‎های دل‎مشغولی والدین و والدگری مثبت
پایایی دو زیرمقیاس از مقیاس شیوه‎های والدگری با بهره‎گیری از روش آلفای کرونباخ (حذف سؤال به شرط افزایش پایایی) محاسبه شد. پایایی زیرمقیاس دل‎مشغولی والدین (گزارش نوجوان) با حذف سؤالات ۱،۲،۳، ۶۲/۰ و برای گزارش والد ۷۴/۰ به‎ دست آمد. همچنین پایایی زیرمقیاس والدگری مثبت برای گزارش نوجوان ۶۲/۰ و برای گزارش والد ۶۶/۰ حاصل شد.
۲ـ الف) تحلیل عاملی اکتشافی زیرمقیاس دل‎مشغولی والدین
با بهره گرفتن از روش تحلیل عاملی اصلی، ساختار عاملی زیرمقیاس دل‎مشغولی والدین (گزارش نوجوان) مورد بررسی قرار گرفت. این زیرمقیاس بر اساس نتایج به‎ دست‎آمده از تحلیل پایایی با ۸ سؤال وارد تحلیل عامل اکتشافی شد. اولین تحلیل عاملی نشان داد که یکی از سؤال‎ها (سؤال ۷) دارای بار عاملی کمتر از ۳/۰ است. کلاین (۱۹۹۷، ص.۵۲) اظهار می‎دارد که بار عاملی ۳/۰ مبیّن این است که ۹ درصد واریانس توسط عامل تبیین می‎شود و این مقدار به اندازه‎ای بزرگ است که بار عاملی چشمگیر باشد، برای همین با حذف سؤال ۷، زیرمقیاس مجددا با ۷ سؤال تحلیل عاملی شد که در اینجا نتایج تحلیل دوم گزارش می‎شود (جدول۱ـ۳).
جدول ۱ـ۳٫ تحلیلی عامل اکتشافی زیرمقیاس دل‎مشغولی والدین (گزارش نوجوان)

کفایت نمونه گیری کایزر، میر، اولکین ( KMO )
آزمون کرویت بارتلت
درجه آزادی
معناداری
ارزش ویژه
درصد واریانس
تبیین شده

۷۲۶/۰

۵۰۶/۵۳۲

۲۱

۰۰۱/ ۰>P

۳۵۶/۲

۶۵۲/۳۳

موضوعات: بدون موضوع  لینک ثابت
 [ 04:04:00 ق.ظ ]
 
مداحی های محرم