Tímarit um menntarannsóknir - 01.01.2007, Side 30

28
Tímarit um menntarannsóknir, 4. árgangur 2007
Þáttabygging kennslukönnunar við Háskóla Íslands
þátta á túlkunina. Einnig var litið til meðaltals
stuðla sem lýsa því hversu stóran hluta
dreifingar hvers undirprófs fyrir sig fjöldi þátta
skýrir (communalities).
Við val á fjölda þátta í þáttagreiningum
þegar svör stúdenta voru grunneining
úrvinnslunnar var samhliðagreining (parallel
analysis) notuð (Horn, 1965; Humphreys og
Montanelli, 1975). Aðferðin byggist á því
að lesa saman tvenns konar skriðumyndrit
(scree plot). Annars vegar skriðumyndrit af
eigingildum (eigenvalues) sem reiknuð eru
út frá gögnum rannsóknarinnar og hins vegar
skriðumyndrit þar sem eigingildi eru áætluð
út frá handahófsgögnum (meðaltal eigingilda
í 1000 endurtekningum í handahófsgögnum).
Eigingildi úr báðum áttum eru síðan teiknuð
á sama myndrit og fjöldi þátta ákvarðaður
út frá eigingildum fyrir ofan skriðumyndrit
handahófsgagna. Val á fjölda þátta í þessari
rannsókn byggist því á eigingildum sem eru
hærri en eigingildi sem eru reiknuð út frá
handahófsgögnum. Þessi aðferð er fræðilega
mun traustari við val á þáttum en viðmið eins
og að ákvarða fjölda þátta með því að velja þá
þætti sem hafa eigingildi hærra en einn eða
með því að nota skriðupróf (scree test) eitt og
sér. Raunar virðist framangreind aðferð vera sú
besta sem völ er á við ákvörðun á fjölda þátta í
þáttagreiningu (Zwick og Velicer, 1986).
Áður en þáttagreiningar voru gerðar
var athugað í öllum tilvikum hvort gögnin
uppfylltu skilyrði þáttagreiningar. Bartlettspróf
(Bartlett´s test of sphericity) var marktækt (p
< 0,0001) og Kaiser-Meyer-Olkin-stærð var
aldrei lægri en 0,83 og í flestum tilvikum hærri
en 0,90.
Niðurstöður
Meginásaþáttagreining – einstök svör stúdenta
Í 2. töflu er niðurstaða meginásaþáttagreininga
í tveimur úrtökum á 21 staðhæfingu í kennslu-
könnun við H.Í. Einstök svör stúdenta í grunn-
námi voru þáttagreind. Hornréttur snúningur
að varimax-lausn gaf skýra niðurstöðu.
Samkvæmt samhliðagreiningu (parallel
analysis) eru þrír þættir í báðum úrtökum með
sama inntaki. Niðurstöðurnar benda því til þess
að þættirnir séu stöðugir. Inntak fyrsta þáttar
er almennt og vísar til kennslu, skipulags og
samskipta í námskeiði. Annar þáttur vísar til
kennsluaðstöðu og sá þriðji til vinnuálags.
Inntak fyrsta þáttar (þáttur I) er skýrt en
almennt. Inntak annars og þriðja þáttar (þáttur
II og III) er skýrt og afmarkað. Þættirnir þrír
skýra rúm 59% dreifingar staðhæfinganna í
úrtaki A og tæp 60% dreifingar þeirra í úrtaki
B. Þættirnir þrír skýra almennt vel dreifingu
einstakra staðhæfinga (h2). Þ egar leifar eru
skoðaðar á mun milli raunverulegrar fylgni
milli staðhæfinga og spáfylgni út frá þáttunum
þrem kemur í ljós að 25 leifar eða 11% allra
leifa eru hærri en 0,05 í úrtaki A og 27 leifar
eða 12% þeirra í úrtaki B.
Hleðslur staðhæfinga á tiltekinn þátt eru
afgerandi og markverðar í öllum tilvikum.
Hleðslur 14 staðhæfinga sem tilheyra fyrsta
þætti eru allar 0,57 eða hærri á þennan þátt í
báðum úrtökum (meðaltal hleðslna er 0,71 í
báðum úrtökum). Hleðsla þessara staðhæfinga
á aðra þætti (þáttur II og III) í báðum úrtökum
er lág og ómarkverð (meðaltal hleðslna á þátt
II og III er 0,12). Með einni undantekningu
(Stúdentar hafa nægan aðgang að kennara
utan kennslustunda) eru hleðslur þessara
staðhæfinga á aðra þætti 0,20 eða lægri á
þættina sem þær tilheyra ekki.
Fimm staðhæfingar hlaða afgerandi á þátt
II í báðum úrtökum. Meðaltal hleðslna þessara
staðhæfinga á þátt II er 0,81 í báðum úrtökum.
Hleðslur þessara staðhæfinga á aðra þætti eru
lágar og ómarkverðar eða á bilinu 0,05 til 0,28
í báðum úrtökum.
Tvær staðhæfingar mynda þátt III. Þessar
staðhæfingar hafa afgerandi og háar hleðslur
á þennan þátt (0,80 að meðaltali í báðum
úrtökum) en lágar og ómarkverðar hleðslur
á þátt I og II (á bilinu 0,11 til 0,19) í báðum
úrtökum.
Alfastuðull þáttanna þriggja í báðum
úrtökum er 0,83 eða hærri. Alfastuðull tveggja
þátta (þátta I og II) er 0,92 eða hærri í báðum
úrtökum. Almennt er áreiðanleiki þáttanna
þriggja viðunandi í báðum úrtökum.