المساعد الشخصي الرقمي

مشاهدة النسخة كاملة : لويس جتمان


علياالحوراني
04-25-2012, 03:19 AM
لويس جتمان
ولد لويس جتمان في بروكلين في العاشر من فبراير لسنة 1916 لأسرة روسية مهاجرة. كان الطفل الثالث من خمسة أطفال. انتقلت العائلة الى مينيابوليس مينيسوتا في الولايات المتحدة الأمريكية ولويس في الثالثة من عمره. وبالرغم من اهتمامه المبكر بالكيمياء والرياضيات غير ان جميع الدرجات الجامعية التي حصل عليها من جامعة مينيسوتا البكالوريوس 1936 والماجستير 1939 والدكتوراة 1942 كانت في علم الاجتماع مع خبرة في القياس الاجتماعي وقد تلقى ما يكفي من المساقات العملية في القياس النفسي أيضاُ.
درّس جتمان في جامعة كورنيل (1941-1950)، إيتاكا، نيويورك. وخلال الحرب العالمية الثانية (1941-1945) شغل منصب خبير استشاري في فرع البحوث في وزارة الحرب. تضمن عمله تقييم معنويات وروح الجيش الأمريكي. نتج عن ذلك العمل المجلد الرابع من كتاب الجند الأمريكي والذي كان جتمان المؤلف المشارك له.
سنة (1943) تزوج جتمان من روث هالبرين وكان له منها ثلاثة أطفال أدي ونوريت ودافني. وانتقلت العائلة إلى اسرائيل سنة 1947 بدعم من زمالة ما بعد الدكتوراه من مجلس بحوث العلوم الاجتماعية. انشأ جتمان المعهد الاسرائيلي للبحوث الاجتماعية التطبيقية وقد عمل كمدير علمي في المعهد لمدة اربعين عاماً.
درّس غوتمان في الجامعة العبرية في القدس (1955-1987)، وكان في أوقات مختلفة أستاذا زائرا في جامعة هارفارد
ومعهد ماساتشوستس للتكنولوجيا وجامعة ولاية ميشيغان وجامعة ميشيغان وجامعة مينيسوتا وجامعة تكساس وأوستن.
مات جوتمان يوم الاحد 25 تشرين الأول 1987 عن عمر يناهز 71 عام، أثناء زيارته للولايات المتحدة الأمريكية بهدف إلقاء محاضرة وتلقي علاجه.
ونذكر من بين الجوائز الكثيرة التي تلقاها: جائزة روتشيلد للعلوم الاجتماعية (1963)، جائزة إسرائيل في العلوم الاجتماعية (1978)، وخدمة الاختبارات التربوية جائزة الخدمة المتميزة للقياس (1984)، وجائزة Dinerman هيلين من الرابطة العالمية بحوث الرأي العام (1988).
أثناء تواجده في جامعة تشيكاغو للحصول على درجة الزمالة بعد الدكتوراة اهتم جتمان بالتحليل العاملي. وقد ابتكر العديد في العلوم الاجتماعية بما في ذلك مواضيع مثل الرياضيات والنظرية الاعتمادية والنظرية والممارسة في التحليل العاملي، وقد خصص جانب كبير من أعماله في القياسات النفسية والاجتماعية، ومن المعروف مساهمة جوتمان الكبرى في مجال العلوم الاجتماعية بابتكاره القياس التراكمي، أو analysis scalogram، أو Guttman scale.


التدريج التراكمي GUTTMAN SCALE
سنة 1944 قدم جتمان أسلوب تدريج مصمم ليقدم مقياس ذو بعد واحد تام.( Mueller,1986 ) الخصائص الحاسمة في ميزان جتمان: أحادية البعد بالإضافة إلى التراكميّة (( Stookey & Michael,1976 تمنحنا هذه الطريقة – بواسطة علامة المستجيب- معرفة الفقرات التي وافق عليها بالضبط مع احتمال خطأ أقل من 10% لكل العينة. هذه الميزة نفتقدها في طريقتي ثيرستون وليكرت كما هو معروف. (Oppenheim,1966). ترتب الفقرات بأسلوب جتمان حسب درجة التفضيل والإيجابية كما هو الحال في طريقة ثيرستون، ما يميز طريقة جتمان هو التأكيد الصارم على أحادية البعد.(Mueller,1986) الفقرات عند جتمان لها خاصية الترتيب والتراكمية (Oppenheim,1966) تقوم فكرة هذا المقياس على أن الفقرات توضع في ترتيب بحيث أن الفرد الذي يستجيب بالإيجاب لفقرة محددة لابد أن يستجيب بالإيجاب لجميع الفقرات التي تقع أسفل منها في الرتبة ويستجيب بالرفض للفقرات الأعلى منها في الرتبة ، وإذا رتبت الفقرات بهذه الطريقة نستطيع أن نقول بأنه تم تدريجها.(Shaw&Wright,1967) الدرجة التي يحصل عليها المستجيب بأسلوب جتمان تضعه في نقطة محددة على متصل الاتجاه تجبره على (1) الموافقة على جميع الفقرات التي تقع أسفل نقطة تدريجه و(2) رفض جميع الفقرات التي تقع أعلى من نقطة تدريجه. هذه الخاصية التي تمكننا من معرفة أي الفقرات التي استجاب عليها بالموافقة وأيها استجاب عليها بالرفض يطلق عليها (reproducibility) وتعني إعادة تكوين نمط الاستجابة. فبالاعتماد على درجة المستجيب على المقياس نتمكن من تحديد استجاباته على المقياس(Mueller,1986)
عملية التحليل السكالوجرامية صممت لتختبر مجال معطى من المحتوى مرتب بأي طريقة أو حتى مجموعة من الفقرات ليتم قياس تدريجها لفحص إمكانية امتلاكها لمعامل اعادة انتاج مُرضي. بالطبع ليست كل المجالات تدرج، خاصةً إذا كان المجال واسع أو متعدد العناصر لأنه لن يتضح بشكل قاطع أن محاولتنا لتدريج مثل هذه المجالات ناجحة. لهذا تستخدم هذه الطريقة مع المجالات المحددة (Oppenheim,1966).




بناء ميزان اتجاه وفق أسلوب جتمان
يمر تطوير مقياس اتجاهات وفق طريقة جتمان بالخطوات التالية:
كتابة فقرات الميزان:
مقياس جتمان التراكمي يتضمن فقرات معروفة بهرمية الترتيب متعلقة بقياس بعد واحد أو مفهوم واحد (Alix,2008) فعند إعداد مقياس الاتجاه نشكل عددا من الفقرات ممثلة بترتيب لموضوع الاتجاه (Shaw&Wright,1967) وعند تجميع فقرات الميزان لابد من التحقق من أن جميع الفقرات تمثل بعداً أحاديا للاتجاه المراد قياسه (علام،2006) الشكل العام الذي تأخذه الاستجابة على الفقرات الموافقة - عدم الموافقة (Mueller,1986).
إعداد الأداة للتطبيق بإعداد التعليمات التي توجه المستجيب على تعيين الفقرات التي يوافق عليها.
تطبيق الأداة على المفحوصين، ويرى جتمان أن عدد المفحوصين يفترض أن يكون خمسة أضعاف عدد فقرات المقياس.
تحليل البيانات حسب طريقة جتمان ومتطلباته من معامل انتاج ومعامل القياسية من أجل بيان مدى اتساق الفقرات (الطريري،1997).
نستطيع أن نقول أن المقياس يوافق الشكل الجتماني بشرطين: (1) إذا تجاوز المعامل CR الـ .90 ،(2) إذا تجاوز المعامل CS الـ .60 أما إذا لم يتحقق أحد الشرطين فلابد أن يتم نوعين من المراجعة:
حذف الفقرات المرتبطة بعدد كبير من الأخطاء.
تضاف فقرات على المقياس إذا اعتُـقد أنها تمثل نقاط مختلفة على متصل السمة لم تمثلها الفقرات الموجودة أصلاُ. وفي كلا الحالتين لابد أن يعرض المقياس على عينة أخرى ويتم تحليل النتائج من جديد (Anderson&Bourke.2000).
وتستدعي عملية تحليل البيانات عدداً من الإجراءات والإحصائيات التالية:

معامل الإنتاجية (CR) : Coefficient of reproducibility
CR مؤشر لقياس درجة الموافقة بين القيم المأخوذة من العينة والاستجابات المأخوذة من تدريج جتماني تام (Aiex,2008) أعد هذا المعامل لإعادة تكوين استجابة الفرد لكل فقرة بمعرفة مجموع علاماته، وحساب هذا المعامل غير ممكن في مقاييس الفترة.
هناك أربعة طرق لحساب الإنتاجية عند تحليل المقاييس، غير أنه في هذا البحث سيتم عرض طريقة جتمان في حساب هذا المعامل والتي تعتمد على فقرات كل فرد، ومعامل الإنتاجية هو فعلياً تتمة نسبة مجموع الأخطاء لعدد الاستجابات (Milhollan,1953) ويحسب بالمعادلة (1).
معامل الانتاجية CR = 1 ــــ ( الاخطاء عدد )/( الأفراد عدد× الفقرات عدد ) (1)
ومدى القيم الممكنة لـ CR يقع بين الواحد الصحيح والصفر 0.0 ≤ CR ≤ 1.0. وأصغر قيمة محكية مقبولة لهذا المعامل (0.9) (Robert, et al.,1978)
وللحصول على قيمة معامل الانتاجية لابد من حساب عدد الأخطاء في مصفوفة الاستجابات ويمكن حساب عدد الاخطاء بعدة طرق كما يلي:
طريقة جتمان :وتتم بحساب عدد مرات مخالفة الاستجابات الشكل التام الجتماني. وبناءً عليه شكل هذه الاستجابة الفعلية (++- ++) أقرب إلى كونها استجابة تامة من مثل (+++++) وتعبر عن خمس علامات على الفقرة، بوجود خطأ واحد. وشكل استجابة من مثل (- - +++) كذلك يقترب من الشكل (+++++) بوجود خطأين . وشكل استجابة من مثل (++- +-) تكون أقرب لشكلين من الاستجابة الصحيحة إما (++- - -) وتعبر عن علامتين على الفقرة، بوجود خطأ واحد أو (++++-) وتعبر عن أربع علامات على الفقرة، بوجود خطأ واحد كذلك. ومهما تكن الطريقة التي عين فيها الخطأ فلا بد أن يعطي نفس العدد وهو في هذه الحالة خطأ واحد.(قاموس التسويق)
طريقة ادوارد وجودإنف: ويتم فيها طرح نمط الاستجابة الفعلية للمفحوص من الاستجابة التامة المتوقعة للفقرة مع احتساب ناتج الطرح المطلق لجميع اخطاء الأفراد.
فاستجابة من مثل (+- + - + ) مجموع العلامات عليها 3، وشكل الاستجابة التام للـ 3 هو (+++- -) فيتم حساب الخطأ كالتالي:
نمط الاستجابة الفعلية للمفحوص + - + - +
مطروح من الاستجابة التامة للفقرة + + + - -
ـــــــــــــــــــــــــــــ وهكذا يكون عدد الاخطاء 2
0 1 0 0 1
ويتم احتساب جميع الاخطاء على كل الفقرات بهذه الطريقة ( Rankin& others,2004)

طريقة كيني و روبن (درجة القطع):
فيها يتم حساب الأخطاء على الفقرات, وهنا ينبغي تحديد نقطة القطع لكل فقرة, بحيث يكون (عدد الأصفار فوقها وعدد الآحاد أسفلها) أقل ما يمكن.وبعدها يتم احتساب الأخطاء بجمع كل الأصفار أعلى درجة القطع وجمع كل الواحدات اسفل درجة القطع. وتبين أن هذه الطريقة تعطي نتائج مشابهة لطريقة جودإنف. وفي الحقيقة يتم إستخدام هذه القاعدة في برنامج الـSPSS (Strauss,1980).
وبعد احتساب الأخطاء بأي طريقة من الطرق الثلاث السابقة يتم التعويض في المعادلة (1) لاستخراج معامل الانتاجية .
وقد اقترح جتمان أن نسبة عدد الأخطاء المسموح به يجب أن لا يتجاوز الـ 10% حتى نحصل على معامل إنتاجية مرضي أعلى من (.90)، غير أن الحصول على معامل انتاجية أعلى من .90)) لا يكفي ، إذ لابد من تحقيق معامل قياسية مرضي حتى نستطيع القول أننا طورنا مقياس جتماني (Anderson&Bourke.2000).




معامل القياسية (CS) : Coefficient of scalability
أدرك جتمان بأنه لا يمكن تفسير حجم الانتاجية بدون معرفة القيمة الصغرى التي يمكن أن يتخذها هذا المعامل، و أدرك أن أصغر قيمة لمعامل الانتاجية تختلف باختلاف الاستجابات التي يبديها المستجيب على جميع الفقرات. لهذا السبب اقترح جتمان احتساب أصغر قيمة حدية لهذا المعامل ورمز لها (MMR) Anderson&Bourke.2000)).وعرض إدوارد سنة 1957 كيفية احتساب (MMR) عن طريق المعادلة (2)
القيمة الصغرى الحدية لمعامل الانتاجية (MMR) = ( الفقرات على الاستجابات نسب مجموع )/(الفقرات عدد) (2)
وتحتسب نسبة الاستجابة على الفقرة عن طريق قسمة عدد الواحدات أو الأصفار (أيهما أكبر) على عدد المستجيبين. (Corbetta,2003)
وما أن تحدد هذه القيمة حتى يصبح تحديد تفسير لائق لمعامل الانتاجية متاحاً. وتتم هذه العملية بطرح أصغر قيمة حدية للعامل من القيمة الحقيقية. جتمان أرجع أن هذا الاختلاف يشير إلى نسبة التحسن (PI). ويستخرج من المعادلة (3)
نسبة التحسن (PI) = CR ــــ MMR (3)
وبعد ذلك احتسب نسبة التحسن الممكنة (PPI) بطرح أصغر قيمة حدية من 100%.
ومعامل القياسية ببساطة يتم احتسابه بقسمة نسبة التحسن على نسبة التحسن الممكنة كما في المعادلة (4)

معامل القياسية = ((PI)التحسن نسبة )/((PPI)الممكنة التحسن نسبة) (4)
Anderson&Bourke.2000) ).

ويمكن احتساب معامل القياسية بطريقة ثانية كما في المعادلة (5):
معامل القياسية = (الأخطاء عدد )/(بالمصادفة الأخطاء عدد )-1 (5)
حيث أن عدد الأخطاء بالصدفة يمثل نصف عدد الاستجابات (.5 × عدد الفقرات × عدد المستجيبين)
وأصغر معامل قياسية يمكن قبوله هو(0.60) حيث لا يفترض أن تقل نسبته عن هذا الحد
( Rankin& others,2004)
وتجدر الإشارة إلى أن المستجيبين الذين أجابو بالقبول أو الرفض لجميع فقرات المقياس تستبعد استجاباتهم عند عملية التحليل إذ أنهم لا يعطون أي معلومات عن طبيعة بناء المقياس، بالإضافة إلى كون استجاباتهم تؤثر على صدق احتساب المعاملات (Milholland,1953) وعند الانتهاء من تحليل البيانات وفحص معاملا الانتاجية والقياسية فإن وجدا في المدى المقبول يتم تطبيق المقياس على العينة الأفراد ويتم احتساب درجة كل مفحوص بمجموع الفقرات التي حددها بالموافقة.


نظرة شاملة لأسلوب جتمان في بناء ميزان اتجاهات:
(1)إن أسلوب التراكمي الذي اقترحه جتمان يؤدي إلى ترتيب الفقرات على متصل الاتجاه دون افتراض تساوي الفقرات، ومن هنا فالمقياس يقع في المستوى الرتبي. وهذا ينعكس على الطريقة التي نستفيد بها من الفقرات الحيادية في تقييم الاتجاه، حيث أنه يمكن أن يشتمل أسلوب جتمان على فقرات حيادية، ولكننا لا نستطيع تميزها عن غيرها من الفقرات نظراً لان هذا الأسلوب يهتم بالتحقق من امكانية ترتيب الفقرات على بعد احادي، اهذا فإن استجابة الافراد يمكن أن تتوزع بين الموافقة أو عدم الموافقة والحيادية.
(2)ان اختلاف محك اختيار الفقرات في الموازين يعمل على خلق خصائص مختلفة للمنحيات المميزة لهذه الفقرات، ونجد أن المنحنى المميز للفقرات على ميزان جتمان اطرادي درجي ونعني بذلك أنه كلما زادت درجة الاتجاه يزداد موافقة الفرد على الفقرة.
(3)إن طبيعة الفقرات التراكمية في ميزان جتمان تؤدي إلى أن كل درجة من درجات الاتجاه في هذا الميزان تقترن بنمط واحد فقط من الاستجابة للفقرات على ميزان الاتجاه، وهذا ما يمكننا من التنبؤ بالاستجابات للفقرات من درجات الاتجاه. (علام،2006)
محددات ميزان جتمان:
إن أسلوب جتمان ليس من الأساليب الأكثر فاعلية في قياس الاتجاهات نحو موضوعات معقدة أو في التنيؤ بالسلوك المتعلق بها.
إن خاصية البعد الأحادي ربما تنطبق على مجموعة معينة من الافراد دون الأخرى، أو ربما تنطبق عليها في وقت ما ولا تنطبق عليها في وقت لاحق، حيث أن الاتجاه العام لبناء الموازين الاتجاهات تؤكد أهمية بناء موازيين متعددة الأبعاد لتوضيح البحوث السيكولوجية أن الأفراد لا يستجيبون عادة استجابة أحادية البعد، مما يجعا استخدام اسلوب جتمان غير واقعي.
ينتمي هذا الاسلوب إلى النماذج الحتمية، في حين أن التوجهات المعاصرة تهتمت ببناء نماذج احتمالية يستند إليها في قياس السمات الانسانية بما في ذلك الاتجاهات.(علام، 2006)


المراجع العربية
الطريري، عبد الرحمن بن سليمان (1997)، القياس النفسي والتربوي: نظريته ، أسسه، تطبيقاته ، الرياض: مكتبة الرشد للنشر والتوزيع.
علام، صلاح الدين محمود(2006)، القياس والتقويم التربوي والنفسي أساسياته وتطبيقاته وتوجهاته المعاصرة، القاهرة: دار الفكر العربي.
المراجع الأجنبية
Aderson,Lorin W.&Bourke,Sid F.(2000),Assessing Affective Characteristics in the Schools,2nd ed,lawrence Erlbaum Associates:USA
Clarke,Alix,Malloy,Jonathan,White, Paul,Gwanmesia,Lvo,Butler,Peter E.M.(2008),A model for structuring the donor discussion in emergent transplant procedures,Progress in Transplantation, Vol 18, No.3, September 2008.
Corbetta, Piergiorgio(2003),Social Research:Theory,Methods&Tiechniques,SAGE publications Ltd:London.
Milholland, John E.(1953),For Kind Of Reproducibility In Scale Analysis: University of Michigan.
Mueller, Daniel J. (1986),Measuring Social Attitudes a Handbook for Researchers and Practitioners,Teachers College:Columbia University.
Oppenheim,A.N.(1966),Questionnaire Design and Attitude Measuremenn,Heinemann Educational Book Ltd:London
Robert F. Lusch, Edward F. Stafford, Jr., Jack J. Kasulis (1978), DURABLE ACCUMULATION: AN EXAMINATION OF PRIORITY PATTERNS, in Advances in Consumer Research Volume 05, eds. Kent Hunt, Ann Abor : Association for Consumer Research, Pages: 119-125.
Stookey, John & Baer,Michael(1976),A Critique of Guttman Scaling:With Special Attention to its Application to the study of Collegial Bodies, Elsevier Scientific Publishing Company :Amsterdam.
Shaw, Marvin & Wright, Jack M.(1967),Scales for Masurement of Attitudes, McGrraw-Hill:USA.
Strauss,David J.(1980),Chance in Guttman Scaling, Social Science Research 9,76-82, Department of Statistics: University of California- Riverside, USA
Runkin,Peter dunn,Knezek,Gerald N.,Wallace,Susa,Zhang, Zhang(2004),Scaling Methods, bamrence Erlbaum Associates, Inc.
Internet sources :
N.Y.Time Journal
Louis Guttman , a Leader Of Social Research in Israel, Published: October 27, 1987
http://www.nytimes.com/1987/10/27/obituaries/louis-guttman-a-leader-of-social-research-in-israel.html
World of Sociology on Louis Guttman
http://www.bookrags.com/biography/louis-guttman-soc/

THE IMPERFECT CUMULATIVE SCALE
http://www.sagepub.com/upm-data/40728_3.pdf










:smilie3:

افرام
04-27-2012, 03:18 PM
بارك الله فيك ، تحياتي