Le degré de l'agression relationnelle présentée par les étudiants

FONTE ZOOM:
Cet article est un rapport pour le troisième-année bien sûr Modèles de régression du baccalauréat en psychologie. Cette recherche examine les influences de divers facteurs sur les enfants et de la classe des niveaux d'agression relationnelle présentées par les élèves des écoles primaires.

Introduction

Pendant des décennies, la recherche sur l'agression par des personnes exposées, un phénomène qui a des effets néfastes sur les individus et la société. Agression par des personnes exposées est généralement définie comme suit: ?? Tout comportement qui est dirigé vers une autre personne qui a effectué avec l'intention de causer des dommages à proximité ?? . Toutefois, pendant une longue période était l'enquête sur l'agression largement porté sur l'agressivité physique et verbale. Depuis les dernières décennies, la recherche sur des formes plus subtiles d'agression, comme l'exclusion des autres, répandre des rumeurs ou quelqu'un regardant vers le bas, a augmenté de manière significative. Cette forme subtile de l'agression, l'agression relationnelle appelé, est généralement décrite comme suit: les comportements qui nuisent à d'autres par leurs relations ou leur sens de l'acceptation, l'amitié ou leur appartenant, endommager ou menaçant d'endommager. Une étude a été récemment lancé sur les facteurs possibles qui peuvent contribuer au développement et à la maintenance de l'agression relationnelle. Une distinction est faite entre un certain nombre de différents facteurs de l'enfant et de la classe.

Premièrement, les facteurs de l'enfant ont un impact sur le degré de l'agression relationnelle qui présentent enfants. Un exemple d'un facteur de l'enfant est le sexe. Contrairement à l'agression physique agression relationnelle est souvent décrite comme une forme féminine de l'agression qui est principalement effectué par des femmes. Cependant, il ya de nombreuses études qui ne correspondent pas ici. Certains chercheurs suggèrent que des niveaux plus élevés d'agression relationnelle sont pour les femmes que les hommes. D'autres études suggèrent que les hommes ont plus d'agressivité relationnelle que les femmes. . Enfin, il ya des études qui montrent aucune différence dans l'agression relationnelle entre les mâles et les femelles. Le sexe des élèves peut aussi être un aspect de la classe. Classes peuvent varier dans leur composition par rapport au nombre de garçons et de filles. Lorsque l'étude actuelle montre que l'agression relationnelle montre on attend plus que par les filles une distribution asymétrique du nombre de garçons et de filles dans une classe est associée à un comportement spécifique du sexe. En ce qui concerne l'agression relationnelle, cela pourrait signifier que dans une classe avec plus de filles que de garçons permettrait d'éviter plus d'agression relationnelle par rapport à une classe avec plus de garçons que de filles. Serait également relationnelle Cette norme de l'agression dans des classes avec plus de filles que de garçons à être plus élevés que dans les classes avec plus de garçons que de filles. Il se pourrait que l'influence du sexe sur le degré de l'agression relationnelle présentée par les étudiants touchés par l'agression relationnelle standard d'une classe. On pourrait alors parler d'un effet d'interaction. L'effet du sexe sur le degré de l'agression relationnelle est différent entre les classes.

En plus de la sex-ratio des enfants pourrait aussi être le niveau de facteur de l'enfant de la popularité peut affecter le développement de cette forme d'agression. L'agression relationnelle est liée au degré de popularité de l'agresseur évalué par ses camarades. Popularité avec leurs camarades offre en effet la possibilité de manipuler des relations dans un groupe de pairs et d'influencer. La popularité est également un aspect important des interactions quotidiennes entre pairs et cette construction est considéré par de nombreux chercheurs liés à l'apparition de l'agression relationnelle.

Comme les étudiants fonctionnent également dans une classe, attributs d'une classe peuvent également affecter le comportement agressif par les étudiants. Théories standard appelé ?? ?? postule que le montant de l'agression relationnelle dans une classe détermine l'agression relationnelle standard et que l'agression relationnelle comportement individuel norme affecte la météo. Ainsi comportement agressif individuelle sera ratifiée dans une classe dans laquelle ce comportement est déjà très forte présence, tandis que le même comportement serait découragé dans une classe dans laquelle ce comportement est rare. En conséquence, le degré de l'agression relationnelle présentée par les étudiants, en fonction de l'agressivité de la classe standard, les différences entre les classes.

La présente étude se intéresse à l'influence des facteurs de l'enfant, et l'influence de ce facteur sur le degré de classe agression relationnelle présentée par l'enfant. La première question de recherche était: ?? Dans quelle mesure le degré de l'agression relationnelle exposées par les enfants varie entre les classes ???. La deuxième question de recherche était: ?? Y at-il un effet de facteurs liés au sexe de l'enfant et le degré de popularité sur le degré de l'agression relationnelle exposées par les enfants ???. La troisième question de recherche était: ?? Y at-il un effet de la norme de classe facteur de l'agression au niveau de l'agression relationnelle exposées par les enfants ???. La quatrième question de recherche était: ?? différences entre les sexes les effets de facteurs de l'enfance et le degré de popularité des classes ??? Enfin, la cinquième question de recherche: ?? Si il a été constaté qu'il existe des différences entre les classes de l'effet de l'un ou l'autre des facteurs de l'enfant, sur l'ampleur de l'agression relationnelle, cette différence est une fonction de l'agression norme relationnelle d'une classe ???

En ce qui concerne les trois premières questions sont formulées sur la base de ce qui précède, considérer les hypothèses suivantes: ?? Il est prévu qu'il existe des différences entre les classes dans le degré de l'agression relationnelle présentée par les enfants ??, ?? Il est prévu que les filles plus degré de montrer de l'agressivité relationnelle que les garçons ??, ?? Il est prévu qu'il y ait une corrélation positive significative entre le degré de popularité des enfants et le degré de l'agression relationnelle exposées par les enfants ?? et enfin: ?? Il est prévu qu'il y ait une corrélation positive significative entre le niveau de l'agression dans une classe et le degré de l'agression relationnelle exposées par les enfants ??. En ce qui concerne les différences entre les classes en ce qui concerne l'influence du sexe de l'enfant sur le degré de l'agression relationnelle présentée par l'enfant sur la base de ces études établi l'hypothèse suivante: ?? Il est prévu que l'influence du facteur de l'enfant sexe sur le degré de l'agression relationnelle varie entre les classes ??. En ce qui concerne les différences entre les classes en ce qui concerne l'influence du degré de popularité aucune étude ont été trouvés précédemment. L'hypothèse était: ?? Il est prévu que l'influence du degré de facteur de popularité de l'enfant au niveau de l'agression relationnelle ne est pas différente entre les classes ??. En ce qui concerne les effets de l'interaction des facteurs des enfants ou des classes peuvent également être trouvés aucune recherche précédente. L'hypothèse était à la cinquième question de recherche: ?? Il est prévu que les différences entre les classes de l'effet de l'un ou l'autre des facteurs de l'enfant, sur l'ampleur de l'agression relationnelle fonction de l'agression norme relationnelle d'une classe est ??.

Méthodes

L'échantillon était composé de 67 écoles primaires choisis au hasard avec un total de 1244 élèves âgés de 6 a été recueilli par l'information des questionnaires: l'agression relationnelle; Popularité; Sexe et le niveau de l'agression relationnelle. Le degré de l'agression relationnelle exposées par les enfants dans l'étude actuelle, la variable de réponse. SPSS est cette variable indiquée par le ra ?? terme ?? et l'étiquette ?? ?? agression relationnelle. Sexe et le degré de popularité du niveau de l'enfant des prédicteurs de l'enfant. SPSS ces variables ont été identifiées par les termes sexe ?? ?? et ?? poupée ?? et les étiquettes ?? élève sexe ?? Popularité ?? et ?? élève. Relationnel agression norme d'une classe était un prédicteur au niveau de la classe. SPSS est cette variable indiquée par le ranorm du terme ?? et de la classe agression relationnelle la norme de l'étiquette ??. Depuis les données ont une structure hiérarchique a été utilisé l'analyse à plusieurs niveaux pour répondre aux questions de recherche. Le plus haut niveau étaient les classes. Le niveau le plus bas étaient les enfants.

Premièrement, nous avons examiné si les données des données actuelles satisfont à la linéarité hypothèses, la normalité et d'homoscédasticité une analyse de régression hiérarchique. Pour enregistrer les résidus pour le modèle plus grand et dans SPSS sont les prochaines étapes sur l'écran ?? modèles mixtes linéaires ?? réalisée: ?? Enregistrer ?? > ?? Valeurs prédites ?? et les résidus ?? ?? cocher> Continuer> OK. Les résidus et les scores prédits sont maintenant ajoutées à la base de données. Ensuite, nous avons standardisé ceci: Analyser> Statistiques Descripteve> Descriptives> Variable: PRED_1 et RESID_1> ?? Sélectionner valeurs normalisées axe allant abélien ?? cocher> OK. Ensuite, l'histogramme et QQ demandé pour résidus standardisés: Graphiques> Boîtes de dialogue ancienne> Histogramme> variable: ZRESID_1> ?? Afficher courbe normale ?? cocher> OK. Et: Graphiques> Statistiques descriptives> parcelles QQ> Variables: ZRESID_1> OK. Enfin, nous avons tracé les résidus standardisés par rapport aux valeurs normalisées prévues: Menu: Graphiques> Boîtes de dialogue ancienne> Dispersion / Points> Scatter simple> Axe Y: ZRESID_1> Axe X: ZPRED_1> OK. Ces analyses ont montré qu'aucune des hypothèses sont violés.

La première question de recherche
En ce qui concerne la première question est un linéaire procédure de modèles mixtes utilisé. Un modèle vide avec un niveau a été comparé à un modèle vide avec deux niveaux. Pour le modèle de plain-vide, les étapes suivantes effectuées dans SPSS: Analyser> modèles mixtes> Linear> Objet: classe> Continuer> dépendante: ?? ra ?? > Random> ?? Inclure intecept ?? décochez> Combinaisons: ?? classe ?? > Continuer> Estimation> ?? maximum de vraisemblance ?? cocher> Continuer> Statistiques> Estimations des paramètres ?? ?? et ?? essais pour les paramètres de covariance ?? cocher> Continuer> OK. Suivant est la probabilité -2 journal du modèle d'un niveau vide cotée. Ensuite, il ya une deuxième analyse a été réalisée par rapport au modèle à deux niveaux vide. SPSS mêmes étapes que effectuées pour le modèle d'un niveau vide. Cependant, au choix aléatoire ?? ?? interception doit inclure l'option ?? ?? être vérifiée. Suivant est la probabilité -2 journal du modèle à deux niveaux vide cotée. Pour le modèle de plain-vide avec le modèle à deux niveaux vide est de comparer la probabilité -2 journal du modèle à un seul niveau vide est comparée à celle du modèle à deux niveaux vide. Enfin, également calculé le test Wald et la corrélation intra-groupe. La corrélation intra-groupe est calculée sur la base de la formule suivante: ρ = σ2u0 /.

La deuxième question de recherche
Pour répondre à la deuxième question de recherche tentera d'expliquer les différences dans la variable dépendante avec les facteurs de l'enfant d'ajouter vide modèle à deux niveaux. Ce sont les deux facteurs de l'enfant, le sexe et le degré de popularité. Pour la poupée ?? variable continue ?? de faire significative cette variable a été centrée d'abord sur la base de la moyenne générale. Les prochaines étapes pour ce sont effectuées dans SPSS: Analyse> Statistiques descriptives> Descriptives> Variable: ?? poupée ?? > Options> ?? moyenne ?? cocher> Continuer> OK. La moyenne de la pop ?? variables ?? a été notée. Les étapes suivantes ont été effectuées dans SPSS alors: Transformer> Calculer la variable> variable cible: ?? Cpop ?? > Expression numérique: Pop 05:21> OK. La nouvelle variable centrée a été nommé Cpop ?? ?? . Pour le premier modèle à deux niveaux avec le sexe de l'enfant facteurs ?? ?? et ?? Cpop ?? alors les étapes suivantes sont effectuées dans SPSS: Analyser>> Modèles mixtes linéaires> Sujets: ?? classe ?? > Continuer> Variable dépendante: Ra ?? ?? > Covariables: le sexe ?? ?? et ?? Cpop ?? > Fixe> modèle ?? sexe ?? et ?? Cpop ?? > Continuer> Random> ?? Inclure une constante ?? cocher> Combinaisons: ?? classe ?? > Continuer> Estimation> ?? maximum de vraisemblance ?? cocher> Continuer> Statistiques> Estimations des paramètres ?? ?? et ?? essais pour les paramètres de covariance ?? cocher> Continuer> OK. Suivant est la probabilité -2 journal de ce modèle à deux niveaux répertoriés avec les facteurs de l'enfant. Pour ce modèle à deux niveaux avec le modèle à deux niveaux vide est de comparer la probabilité -2 journal du modèle à deux niveaux vide est comparée à celle du modèle à deux niveaux avec les facteurs de l'enfant. Enfin, le R ^ et R ^ 2 1 2 2 calculé.

La troisième question
En ce qui concerne la troisième question de recherche pour répondre est tenté de différences dans la variable dépendante à expliquer par le facteur de classe pour le modèle à deux niveaux avec l'prédicteurs de l'enfant le sexe et l'étendue de l'ajout de popularité. Dans l'analyse de ce facteur de classe est indiquée par la ranorm du terme ?? et de la classe agression relationnelle la norme de l'étiquette ??. Pour la variable continue ?? ranorm ?? signification de donner à cette première variable a été centrée sur la base de la moyenne générale. Les prochaines étapes pour ce sont effectuées dans SPSS: Analyse> Statistiques descriptives> Descriptives> Variable: ?? ranorm ?? > Options> ?? moyenne ?? cocher> Continuer> OK. La moyenne de la ranorm variables ?? ?? a été notée. Les étapes suivantes ont été effectuées dans SPSS alors: Transformer> Calculer la variable> variable cible: ?? ranrom ?? > Expression numérique: ranorm-13,86> OK. La nouvelle variable centrée a été nommé cRanorm ?? ?? . Pour ce modèle à deux niveaux sont ensuite effectué les mêmes étapes que les étapes de SPSS pour le premier modèle à deux niveaux avec le sexe de l'enfant facteurs ?? et ?? ?? Cpop. Cependant, après l'étape fixe ?? ?? était au modèle ?? ?? maintenant ?? cRanorm ?? ajoutée au modèle précédent qui rend ce modèle à deux niveaux se composait de trois facteurs suivants: le sexe ?? ??, ?? Cpop ?? et ?? ?? cRanorm. Ensuite, la probabilité de Connexion -2 de ce modèle à deux niveaux répertorié. Pour ce modèle à deux niveaux avec le modèle à deux niveaux au-dessus est de comparer la probabilité logarithmique -2 du premier modèle à deux niveaux est comparée à celle du deuxième modèle à deux niveaux. Enfin, le R 22 est calculée.

La quatrième question
Une prochaine étape analyses multi-niveaux pour tester si les effets de prédicteurs sur les micro différences de niveau entre les classes. Cela se fait à la quatrième question de recherche (??-ce que les effets des facteurs de sexe de l'enfant et le degré de popularité des classes ???) pour répondre. SPSS dans les mêmes étapes que réalisée pour le modèle à deux niveaux avec deux facteurs de l'enfant et le facteur de classe. Cependant, au choix aléatoire ?? ?? sont le sexe de l'enfant facteurs ?? ?? et ?? Cpop ?? ajoutée à ?? ?? Modèle. La variable ?? cRanorm ?? ne est pas inclus ici parce que ce est un niveau prédicteur de macro. Au Type ?? covariance ?? pour l'option Unstructured ?? ?? choisi de telle sorte que la covariance estimée entre le point d'intersection et la pente. L'option était aussi ?? effets principales ?? à. Alors la probabilité -2 journal de ce modèle est répertorié. Pour faire de ce modèle avec le modèle à deux niveaux avec les facteurs de l'enfant et de classe, et sans avoir à comparer les coefficients de régression aléatoires est de -2, la probabilité de journal de ce modèle par rapport à celui du modèle à deux niveaux sans coefficients de régression aléatoires. Si l'un des facteurs de l'enfant, comme coefficient aléatoire à partir du modèle de régression devraient être supprimés, les analyses mentionnées ci-dessus est effectuée à nouveau, mais avec seulement l'autre kinfactor reste coefficient de régression comme aléatoire. Par la suite, ce modèle à deux niveaux avec les facteurs de sexe de l'enfant ?? ?? Cpop ?? et ??, le facteur de classe ?? cRanorm ?? et le coefficient de régression aléatoire restante en comparaison avec le modèle à deux niveaux avec le sexe de l'enfant facteurs ?? ?? et ?? Cpop ?? et le facteur de classe ?? cRanorm ?? sans coefficient de régression aléatoire.

La cinquième question de recherche
Une étape suivante de l'analyse multi-niveaux est d'ajouter des interactions au niveau croix. Cela se fait à la cinquième question de recherche (?? Si il a été constaté qu'il existe des différences entre les classes de l'effet de l'un ou l'autre des facteurs de l'enfant, sur l'ampleur de l'agression relationnelle, cette différence est une fonction de l'agression norme relationnelle d'une classe ???) de répondre. SPSS dans les mêmes étapes que réalisée pour le modèle à deux niveaux avec trois facteurs sexe ?? ??, ?? Cpop ?? et ?? cRanorm ?? et randomregressiecoefficient pour Cpop ?? ??. Cependant, au choix aléatoire ?? ?? est l'interaction entre le facteur d'enfant ?? ?? Cpop et le facteur de classe ?? cRanorm ?? ajoutée à ?? ?? Modèle. Parce que du modèle précédent avec les coefficients de régression aléatoires de sexe ?? et ?? Cpop ?? ont montré que le regressiecoefficient aléatoire pour le sexe ?? ?? ne était pas significative, nous ne pouvons pas ajouter interaction au niveau croix pour la variable sexe ?? ??. Alors la probabilité -2 journal de ce modèle est répertorié. Pour ce modèle avec le modèle à deux niveaux, le sexe facteurs ?? ??, ?? Cpop ?? et ?? cRanorm ?? et les coefficients de régression aléatoires pour Cpop ?? ?? est de comparer l'-2 log vraisemblance de ce modèle par rapport à celle du second modèle à deux niveaux avec des facteurs sexuels ?? ??, ?? ?? Cpop et ?? cRanorm ?? et les coefficients de régression aléatoires pour Cpop ?? ?? . Enfin, le R12 et R22 sont calculés.

Dans certains modèles, nous voulions aussi avoir un aperçu en plus des contributions des prédicteurs individuels dans le pourcentage de la variance qui a été expliquée par l'ajout de ces prédicteurs ou le terme d'interaction. Ici, les formules suivantes sont utilisées pour:

niveau micro:
niveau macro:
Dans les deux formules b se réfère au modèle de base et m pour le modèle plus complexe.

Résultats

De l'analyse ont montré qu'aucun hypothèses sont violés. Pour un aperçu des résultats liés aux cinq questions de recherche: voir le tableau 1.0. En ce qui concerne la première question est ?? modèles mixtes linéaires ?? procédure utilisée. De la déviance-test montre que par rapport au modèle d'un niveau vide le modèle à deux niveaux vide est un bien meilleur modèle, χ2verschil = 384,47, p <0,001. Ce résultat est significatif. La même chose a été trouvé sur la base du bouton Wald par rapport à l'écart entre la classe, Z = 5,27, p <0,001. Ce résultat est significatif. Sur la base de la corrélation intra-groupe du modèle à deux niveaux vide montre que 36% de la variance dans les scores sur le ?? ra variables ?? est situé au niveau macro. Si CPI <0,05 à, l'utilisation d'un seul niveau modèles ne sont pas à solliciter prononcée. Dans ce cas, un modèle à un niveau biaiser prononcée.

Pour répondre à la deuxième question de recherche, deux modèles sont comparés. Le modèle à deux niveaux vide est comparé avec le modèle à deux niveaux avec le sexe de l'enfant facteurs ?? ?? et ?? ?? Cpop. De la déviance-test montre que par rapport au modèle à deux niveaux vide, le modèle à deux niveaux avec l'enfant Facteurs ?? sexe ?? et ?? Cpop ?? un bien meilleur modèle, χ2verschil = 881,00, p <0,001. En ce qui concerne la contribution de chaque variable peut être conclu que tant le facteur sexuel impliquant des enfants ?? ?? = 26,29, p <0,001) que le facteur de l'enfant ?? Cpop ?? = 22,99, p <0,001) à partir de ce modèle apporte une contribution significative à la prédiction de la variable dépendante. Le sex-ratio des enfants ?? ?? était une variable fictive avec la valeur 0 ?? ?? pour l'homme ?? ?? et la valeur ?? une ?? pour la femme ?? ??. En outre, il peut être conclu que 52 pour cent de la variance ajoutant niveau de l'enfant se explique par les deux facteurs sexuel impliquant des enfants ?? ?? et ?? Cpop ?? et 7 pour cent de la variance ajouter niveau de la classe se explique par les deux facteurs sexuel impliquant des enfants ?? ?? et ?? Cpop ?? .

Pour répondre à la troisième question de recherche, deux modèles sont comparés. Le modèle à deux niveaux avec le sexe de l'enfant facteurs ?? ?? et ?? Cpop ?? par rapport au modèle à deux niveaux avec les facteurs de sexe de l'enfant ?? ?? et ?? Cpop ?? et le facteur de classe ?? cRanorm ??. De la déviance-test montre que par rapport au modèle à deux niveaux avec l'enfant Facteurs ?? sexe ?? et ?? Cpop ?? le modèle à deux niveaux avec le sexe de l'enfant facteurs ?? ?? et ?? Cpop ?? et le facteur de classe ?? cRanorm ?? un bien meilleur modèle, χ2verschil = 45,88, p <0,001. Ce résultat est significatif. En ce qui concerne la contribution de chaque variable peut être conclu que tant le facteur sexuel impliquant des enfants ?? ?? = 26,38, p <0,001), le facteur de l'enfant ?? Cpop ?? = 23h59, p <0,001) comme le facteur de classe ?? cRanorm ?? = 8,09, p <0,001) dans ce modèle apporte une contribution significative à la prédiction de la variable dépendante. En outre, on peut conclure que 52 pour cent de la variance au niveau de la classe se explique par l'addition du facteur de classe ?? cRanorm ?? .

Pour la quatrième question de recherche (??-ce que les effets des facteurs de sexe de l'enfant et le degré de popularité des classes ???) de répondre à deux modèles sont comparés. Le modèle à deux niveaux avec le sexe facteurs ?? ??, ?? Cpop ?? et ?? cRanorm ?? sans coefficients de régression aléatoires par rapport au modèle à deux niveaux avec le sexe ?? ??, ?? Cpop ?? et ?? cRanorm ?? avec des coefficients de régression aléatoires pour le sexe ?? ?? et ?? ?? Cpop. De la déviance-test montre que, par rapport avec le modèle à deux niveaux avec les facteurs de sexe ?? ??, ?? Cpop ?? et ?? cRanorm ?? régression aléatoire sans le modèle à deux niveaux avec le sexe facteurs ?? ??, ?? Cpop ?? et ?? cRanorm ?? et les coefficients de régression aléatoires pour le sexe ?? ?? et ?? Cpop ?? un bien meilleur modèle, χ2verschil = 31,07, p <0,001. Ce résultat est significatif.

Cependant, les résultats montrent que la variance de l'ordonnée à l'origine et la covariance entre le point d'intersection et la pente sont pas significatifs. Cette variable sexe doit ?? ?? regressiecoefficient être aussi aléatoire retirée du modèle. Le modèle à deux niveaux avec le sexe facteurs ?? ??, ?? Cpop ?? et ?? cRanorm ?? sans coefficients de régression aléatoires est alors comparé avec le modèle à deux niveaux avec le sexe ?? ??, ?? Cpop ?? et ?? cRanorm ?? avec seulement le coefficient de régression aléatoire pour Cpop ?? ??. De la déviance-test montre que, par rapport avec le modèle à deux niveaux avec les facteurs de sexe ?? ??, ?? Cpop ?? et ?? cRanorm ?? régression aléatoire sans le modèle à deux niveaux avec le sexe facteurs ?? ??, ?? Cpop ?? et ?? cRanorm ?? avec les coefficients de régression aléatoires pour Cpop ?? ?? un bien meilleur modèle, χ2verschil = 30,36, p <0,001. Cela montre que l'effet du hasard-Cpop ?? ?? est importante et qu'il existe des différences entre les élèves par rapport à l'effet du degré de popularité sur l'agression relationnelle variable dépendante. En ce qui concerne la contribution de chaque variable peut être conclu que dans ce modèle, à la fois le facteur sexuel impliquant des enfants ?? ?? = 26,77, p <0,001), le facteur de l'enfant ?? Cpop ?? = 15,78, p <0,001) comme le facteur de classe ?? cRanorm ?? = 8h48, p <0,001) apportent une contribution significative à la prédiction de la variable dépendante.

Pour répondre à la cinquième question de recherche (?? Se il apparaît qu'il existe des différences entre les classes dans l'effet d'un enfant ou deux facteurs sur le degré de l'agression relationnelle, cette différence est une fonction de l'agression relationnelle standard d'une classe ???) Deux modèles sont comparés entre eux. Le modèle à deux niveaux avec le sexe facteurs ?? ??, ?? Cpop ?? et ?? cRanorm ?? et les coefficients de régression aléatoires pour Cpop ?? ?? par rapport au modèle à deux niveaux avec le sexe ?? ??, ?? Cpop ?? cRanorm ?? et ??, les coefficients de régression aléatoires pour Cpop ?? ?? et le terme d'interaction ?? Cpop * cRanorm ??. L'interaction sexe terme ?? * de cRanorm ?? ne peut pas être inclus dans le modèle parce que le coefficient de régression aléatoire pour le sexe ?? ?? ne est pas significative. De la déviance-test montre que par rapport au modèle à deux niveaux avec l'enfant Facteurs sexe ?? ??, ?? Cpop ?? et ?? cRanorm ?? et les coefficients de régression aléatoires pour Cpop ?? ?? le modèle à deux niveaux avec le sexe de l'enfant facteurs ?? ?? Cpop ?? et ??, le cRanorm facteur de classe ?? ??, les coefficients de régression aléatoires pour Cpop ?? ?? et ?? terme d'interaction Cpop * cRanorm ?? un bien meilleur modèle, χ2verschil = 36,13, p <0,001. Ce résultat est significatif. Le terme d'interaction ?? Cpop * cRanorm ?? = -7,08, P <0,001) a été jugée significative. En ce qui concerne la contribution de chaque variable peut être conclu que dans ce modèle, à la fois le facteur sexuel impliquant des enfants ?? ?? = 26,88, p <0,001), le facteur de l'enfant ?? Cpop ?? = 21h08, p <0,001) comme le facteur de classe ?? cRanorm ?? = 8,91, p <0,001) apporter une contribution significative à la prédiction de la variable dépendante. En outre, il peut être conclu que 0 pour cent de l'écart se explique par le niveau de l'enfant en ajoutant l'interaction au niveau croix ?? Cpop * cRanorm ?? et que 78 pour cent de% de la variance au niveau de la classe se explique par l'ajout de l'interaction au niveau croix ?? Cpop * cRanorm ?? .

Discussion

La présente étude se intéresse à l'influence des facteurs de l'enfant, et l'influence de ce facteur sur le degré de classe agression relationnelle présentée par l'enfant. La première question de recherche était: ?? Dans quelle mesure le degré de l'agression relationnelle exposées par les enfants varie entre les classes ???. La deuxième question de recherche était: ?? Y at-il un effet de facteurs liés au sexe de l'enfant et le degré de popularité sur le degré de l'agression relationnelle exposées par les enfants ???. La troisième question de recherche était: ?? Y at-il un effet de la norme de classe facteur de l'agression au niveau de l'agression relationnelle exposées par les enfants ???. La quatrième question de recherche était: ?? différences entre les sexes les effets de facteurs de l'enfance et le degré de popularité des classes ??? Enfin, la cinquième question de recherche: ?? Si il a été constaté qu'il existe des différences entre les classes de l'effet de l'un ou l'autre des facteurs de l'enfant, sur l'ampleur de l'agression relationnelle, cette différence est une fonction de l'agression norme relationnelle d'une classe ???.

En ce qui concerne la première question de la recherche peut être conclu que le modèle à deux niveaux est un meilleur modèle pour les données que celui du modèle à un seul niveau. Cela signifie qu'il existe des différences entre les classes dans le degré de l'agression relationnelle. L'utilisation d'un modèle à un seul niveau serait conduire à des biais. Ceci est cohérent avec les recherches antérieures. En ce qui concerne la deuxième question de recherche peut être conclu que tant l'enfant que le facteur de l'enfant degré de facteur de sexe de popularité ont un effet significatif sur le degré de l'agression relationnelle présentée par un enfant. Cela correspond à un certain nombre d'études qui ont conclu qu'il ya des niveaux plus élevés d'agression relationnelle sont pour les femmes que les hommes, et que l'agression relationnelle est liée au degré de popularité de l'agresseur évalué par ses camarades. En ce qui concerne la troisième question de recherche peut être conclu que le facteur de la norme de l'agression de classe a un effet significatif sur le degré de l'agression relationnelle présentée par un enfant. Ceci est cohérent avec les recherches antérieures: Théories appelés Norm postulent que le montant de l'agression relationnelle dans les états standards classe d'agression et que l'agression relationnelle de comportement individuel norme affecte la météo. En ce qui concerne la quatrième question de recherche peut être conclu que seul l'effet du degré de popularité sur le degré de l'agression relationnelle diffère entre les classes. L'effet du sexe sur le degré de l'agression relationnelle ne diffère pas entre les classes. Ce ne est pas cohérent avec les recherches antérieures qui suggère que dans une classe avec plus de filles que de garçons, plus l'agression relationnelle peut se produire par rapport à une classe avec plus de garçons que de filles. En ce qui concerne la cinquième question de la recherche peut être conclu qu'il ya un effet d'interaction significative entre le degré de popularité et l'agression d'une classe standard. Ce est en ligne avec les attentes.

Dans l'ensemble, on peut conclure que le degré de l'agression relationnelle diffèrent entre les classes. En ce qui concerne le degré de l'agression relationnelle présentée par un compte enfant doit être pris en compte les prédicteurs suivants: le sexe de l'enfant, le degré de popularité de l'enfant et l'agression de la classe standard où l'enfant est en. Ascendance montre que l'agression relationnelle se produit plus chez les filles que chez les garçons. Pour le degré de popularité montre qu'un niveau élevé de la popularité de l'enfant est associée à l'affichage d'un degré plus élevé de l'agression relationnelle par l'enfant. En ce qui concerne la norme de l'agression, plus l'agression norme relationnelle d'une classe, plus le degré d'agression relationnelle présentée par un enfant de cette classe. En outre, il peut être conclu que l'effet du degré de popularité d'agression relationnelle du degré présentée par un enfant est différent entre les classes. L'effet du degré de popularité d'agression relationnelle au degré présentée par un enfant sera affectée légèrement par l'agression relationnelle norme de la classe. Plus l'agression norme relationnelle d'une classe, plus l'impact négatif de cette situation sur la corrélation entre le degré de popularité, et le degré de l'agression relationnelle présentée par un enfant. Ainsi, plus la norme d'une classe de l'agressivité relationnelle est petit, plus l'effet du degré de popularité d'agression relationnelle du degré présentée par un enfant.

N.B.
La recherche actuelle ne était pas la recherche scientifique réelle, mais une commande pour derdejLes modèles de baccalauréat en psychologie à la Vrije Universiteit, Amsterdam sûr années régression. Les sujets de la présente étude ne sont pas de vrais sujets. Les données de la présente étude ont été inventés par les enseignants de la matière. Les résultats de la présente étude étaient donc pas fiables et valides, et aucune conclusion ne peut être tirée.
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