کلیة التربیة
کلیة معتمدة من الهیئة القومیة لضمان جودة التعلیم
إدارة: البحوث والنشر العلمی ( المجلة العلمیة)
=======

الخصائص السیکومتریة للمقیاس العربی للنمط الصباحی- المسائی وفق نظریة الاستجابة للمفردة فی سلطنة عمان

إعــــــــــداد
فاطمة محمد العویسیة
وزارة التربیة والتعلیم
أ. د/علی مهدی کاظم
amkazem@squ.edu.om د/ راشد سیف المحرزی
mehrzi@squ.edu.om د/حسین علی الخروصی
hussein5@squ.edu.om
قسم علم النفس، کلیة التربیة، جامعة السلطان قابوس

 المجلد الخامس والثلاثون – العدد العاشر – أکتوبر 2019م 
http://www.aun.edu.eg/faculty_education/arabic

الملخص:
هدفت الدراسة الحالیة إلى التحقق من الخصائص السیکومتریة للمقیاس العربی للنمط الصباحی- المسائی وفق نظریة الاستجابة للمفردة لطلبة الصفوف من 10 – 12 بمحافظة مسقط. تکونت عینة الدراسة من 1315 طالبا وطالبة من جمیع ولایات محافظة مسقط. واستخدمت الدراسة الأسالیب الإحصائیة المناسبة للتحقق من افتراضات نظریة الاستجابة للمفردة (أحادیة السمة، الاستقلال الموضعی، مطابقة النموذج للبیانات) فی بیانات مقیاسی الدراسة (المقیاس العربی للنمط الصباحی- المسائی، المقیاس العربی لاضطراب النوم)، وقد أوضحت النتائج قدرة نموذج الاستجابة المفردة على تفسیر استجابات الطلبة على کل مفردة من مفردات المقیاس وعلى المقیاس بجمیع مفرداته. وتم التحقق من صدق المقیاس بعدة طرق تمثلت فی: الصدق الظاهری بعرض المقیاس على عدد من المحکمین المختصین، تم التوصل إلى ملائمة المفردات للفئة العمریة للطلبة، والصدق العاملی باستخدام التحلیل العاملی الاستکشافی، حیث أسفرت النتائج إلى تشبع عبارات المقیاس (21 عبارة) فی عامل رئیسی واحد یفسر 21.73% من التباین الکلی، والصدق التلازمی حیث أشارت النتائج إلى وجود ارتباط سالب -0.13 بین سمات الطلبة على بیانات المقیاس العربی للنمط الصباحی- المسائی وبین سماتهم على المقیاس العربی لاضطراب النوم. کما تم التحقق من ثبات المقیاس بحساب دالة معلومات کل مفردة من مفردات المقیاس، وحساب دالة معلومات المقیاس والخطأ المعیاری للمقیاس، أشارت النتائج إلى وجود تفاوت فی مقدار المعلومات المقدمة من کل مفردة وأن المقیاس یعطی معلومات أکثر فاعلیة عند الطلبة ذوی السمة المتوسطة، بینما بلغت قیمة معامل الثبات للمقیاس 0.89، کما تم تقسیم سمات الطلبة إلى خمس فئات وحساب الدرجات الخام المقابلة لقیم السمة، وبناء على نتائج الدراسة تم تقدیم عدد من التوصیات والمقترحات.
الکلمات المفتاحیة: النمط الصباحی- المسائی، نظریة الاستحابة للمفردة، نموذج الاستجابة المتدرجة.

Abstract:
The current study aimed at examining the psychometric properties of the Arabic version of Morningness-Eveningness Questionnaire based on Item Response Theory (IRT) for grades 10-12 students in Muscat. The study sample consisted of 1315 students in all districts of Muscat governorate. The study used the appropriate statistical analysis to investigate the assumptions of IRT model (unidimensionality, local independence, model fit) for data of two measures (Arabic version of morningness-eveningness questionnaire, Arabic questionnaire of sleeping disorders). The study results showed that IRT model was able to interpret students' responses on each item of the questionnaire and on the questionnaire as a whole. The validity of the questionnaire was examined by different methods: First, the face validity of the questionnaire was checked through asking some specialized experts to evaluate the questionnaire and it was found that the items were appropriate to the students' age. Second, construct validity was checked using exploratory factor analysis. The findings indicated that the questionnaire items (21 items) loaded on one factor explaining 21.73% of the total variance. Third, concurrent validity was examined as the findings showed a negative relationship (r= - 0.13) between students' responses on the morningness-eveningness questionnaire and their responses in the questionnaire of sleeping disorders. In addition, the reliability of the questionnaire was checked using the information function and the standard error of students’ trait on the questionnaire. The findings revealed that there was variation in the information provided by each item and the questionnaire gave more information for students who had medium level of the trait. The marginal reliability of the questionnaire was 0.89. Also, the students' trait were divided into five categories and the raw score of each trait value was found. Some recommendations and suggestions were given based on the study findings.
Keywords: Morningness-Eveningness Questionnaire, Item Response Theory, Graded response model.

المقدمة:
یسهم النمط الیومی للإنسان (الصباحی- المسائی) فی فهم طبیعة البشر التی تمیل للنشاط مبکراً أو النوم متأخرا. فقد أوضحت دراسة رندلار (Randler, 2008) أن ذوی النمط الصبحی یستیقظون ما بین الساعة الخامسة إلى الساعة السابعة صباحاً، ویعودون للنوم ما بین الساعة التاسعة إلى الحادیة عشر لیلا، ویفضلون أوقات الصباح لإنجاز أنشطتهم وأعمالهم. بینما المسائیونذوی النمط المسائی یستیقظون بین التاسعة إلى الحادیة عشر صباحاً، ویعودون للنوم فی وقت متأخر یمتد إلى الثالثة صباحاُ ویفضلون أوقات المساء لإنجاز أعمالهم وأنشطتهم المختلفة.
وقام کلٌ من کفلر وجیدیس (Cavaller & Giudici, 2008) بإجراء مسح للدراسات التی تناولت النمط الصباحی – المسائی من عام 1995-2006، ووجدا أن هذا النمط له علاقة بسمات الشخصیة، والتأثیرات البیولوجیة والجینیة، والعمر الزمنی، والجنس، والقدرات المعرفیة والأداء المدرسی. کما تناولت بعض الدراسات علاقة النمط الصباحی- المسائی وعدد ساعات النوم للفرد بالقدرة على الترکیز والانتباه، وتأثیره على الجانب المعرفی، والتحصیل الدراسی لدى الراشدین، منها دراسة ویلفسون (Wolfson) المشار إلیها فی غانم (2006) التی هدفت إلى معرفة العلاقة بین کمیة النوم، وعادات الاستیقاظ، والتحصیل الدراسی، لدى مجموعة من المراهقین وتوصلت لوجود علاقة بین النوم وعادات الاستیقاظ، وأن ذوی التحصیل الدراسی المنخفض یذهبون إلى فراشهم فی وقت متأخر مما ینعکس على نشاطهم نهاراً.
إن عدد ساعات النوم التی یجب أن یحصل علیها الإنسان مهمة جدًا فی تحدید موعد الیقظة لدیه، وتختلف من فرد لآخر. فالشخص البالغ یحتاج فی المتوسط إلى سبع ساعات من النوم فی اللیلة الواحدة، بینما یحتاج تلامیذ المرحلة الثانویة إلى ثمان ساعات ونصف من النوم کل لیلة، أما تلامیذ المرحلة المتوسطة فیحتاجون عشر ساعات، بینما یحتاج تلامیذ المرحلة الابتدائیة إلى عشر ساعات ونصف من النوم کل لیلة (نینلی، 2006).
وأظهر الباحثون حول العالم اهتماماً بقیاس النمط الشخصیة الصباحی – المسائی فظهرت العدید من المقاییس التی تقیس النمط، مثل استبیان النمط الصباحی – المسائی الذی أعده هورن واستبیرغ وقننه للبیئة الاسبانیة أدان والمیرال (Adan & Almirall, 1990) والمقیاس المرکب للنمط الصباحی المعد من قبل سمیث وریلی ومیددکف (Smith Reilly, & Midkiff, 1989) واستبیان النمط الصباحی-المسائی للطلبة للبیئة الروسیة من تصمیم سفیرکو وزملاؤه، الذی أشار إلیه کوسسک وزملاؤه (Koscec, Radosevic & Kostovic, 2001) لقیاس النمط فی محاولة لتصنیف الأفراد حسب أنماطهم الصباحیة أو المسائیة وأثر ذلک النمط على حیاتهم. وظهرت فی البیئة العربیة بعض المقاییس التی تقیس النمط الصباحی- المسائی منها مقیاس نمط الشخصیة الصباحی- المسائی المعد من قبل شراب (2009)، والمقیاس العربی للنمط الصباحی- المسائی المعد من قبل کاظم (2011).
وقد حظیت نظریة الاستجابة للمفردة باهتمام ملحوظ من قبل العاملین فی القیاس التربوی والنفسی، حیث اصبحت تستخدم فی بناء الإختبارات التحصیلیة، واختبارات الذکاء والمقاییس العقلیة والنفسیة والتربویة، فهی تعتمد على عملیات حسابیة متقدمة مقارنة بالعملیات التی تتبعها الطرق التقلیدیة فی القیاس (بیکر، 2010). ویندرج تحتها العدید من النماذج التی تحقق القیاس الموضوعی، وتنقسم إلى قسمین أساسیین هما: نماذج أحادیة البعد لبیانات ثنائیة التدریج وبیانات متعددة التدریج، ونماذج متعددة الأبعاد لبیانات ثنائیة التدریج ومتعددة التدریج، کما ذکرها الحجازین (2010). وعنیت الداسة الحالیة باستخدام نموذج الاستجابة المتدرجة Graded response model المقترح من قبل سیمجیما Samejima لدراسة الخصائص السیکومتریة لبیانات المقیاس العربی للنمط الصباحی- المسائی المطبقه على طلبة الصفوف من 10-12 بمحافظة مسقط.
مشکلة الدراسة وأسئلتها:
تُعد نظریة الاستجابة للمفردة بمثابة الأساس لمعظم الباحثین وناشری المقاییس النفسیة والتربویة، وتستخدم کأساس لتطویر وتنمیة عملیة القیاس والتقویم التربوی والنفسی. حیث تفترض أن کل فرد یمتلک مقداراً معیناً من أی سمة کامنة معلومة، وتقدیرها لا یعتمد على أی مجموعة معینة من المفردات (سیسال، 2013). تتخذ المعلومات المتعلقة بالثبات فی النظریة الحدیثة للقیاس صیغاً مختلفة عن النظریة الکلاسیکیة. حیث یتم قیاسها بدالة معلومات الاختبار التی تمثل ثبات المقیاس عند نقاط مختلفة على مدى التوزیع. وهذا یتضمن أن ثبات المقیاس لا یکون ثابتاً عبر التوزیع، فالمقیاس ربما یقدم قیاساً أکثر ثباتاً عند أحد مستویات القدرة وقیاساً أخر اقل ثباتاً عند مستوى أخر. وفی الدراسة الحالیة سیتم قیاس ثبات المقیاس العربی للنمط الصباحی المسائی باستخدام دالة معلومات المفردة ودالة معلومات المقیاس.
ونظراً لأهمیة النمط الصباحی- المسائی فی حیاتنا المعاصرة، وأثره على الصحة الجسمیة والعقلیة والنفسیة للفرد. وخاصة بعد التطورات الحدیثة المرتبطة بنمط النوم والسهر والعبث بالساعة البیولوجیة للجسم من قبل الاجیال الناشئة، جاءت الحاجة لدراسة الخصائص السیکومتریة للمقیاس العربی للنمط الصباحی المسائی. فمع انتشار الأجهزة الإلکترونیة، والطفرة فی وسائل الاتصال والتواصل الاجتماعی، وتطور خدمات الانترنت، أصبح الفرد قادرا على التواصل، وشغل ساعات یومه بما یشاء ویحلو له، من مشاهدات، واستماع ولقاءات وألعاب، یشغل بها وقته، غیر مدرکٍ لمدى ما یسببه نقص ساعات النوم والاعتماد على السهر لیلا والنوم نهارا، من انحدار فی الإدراکات العقلیة لدیه؛ حیث یعجز عن جمع وترکیب وربط تلک الإدراکات بفاعلیات العقل المستمرة، مما یقوده إلى الاصابة بالشرود، ونقص الانتباه، وفقدان القدرة على الاستنتاج المنطقی (الطیارة، 1999).
ومن أجل معرفة هل یوجد إنحراف لساعات النوم المحددة للفئة الطلبة فی المرحلة الثانویة، وهل یتأخرون فی الذهاب للنوم لیلاً، تم إجراء دراسة استطلاعیة لعینة من طلبة الصف العاشر، الحادی عشر والثانی عشر شملت 100 طالب وطالبة من مختلف محافظات السلطنة تبین فیها أن 64% من أفراد العینة یبلغ معدل ساعات النوم لدیهم أیام الدراسة الفعلیة أقل من 6 ساعات، بینما 90% منهم ینامون أقل من 6 ساعات عندما یکون لدیهم اختبار فی الیوم التالی. ولمعرفة وقت النوم لدیهم فقد تم طرح سؤالان لمعرفة ساعة الذهاب للنوم لصبیحة یوم دراسی وصبیحة یوم به اختبار. وقد تبین أن 36% منهم یذهبون للنوم فی صبیحة یوم دراسی بین الساعة التاسعة إلى العاشرة لیلاً، و49% منهم یذهبون للنوم بین الساعة الحادیة عشرة والثانیة عشرة، بینما 15% ینامون بعد منتصف اللیل. وفی صبیحة یوم اختبار ینام 33% منهم بین الساعة التاسعة إلى الساعة العاشرة لیلاً، و40% ینامون بین الساعة الحادیة عشرة والثانیة عشرة، و27% ینامون بعد منتصف اللیل. علیه أوضحت نتائج الدراسة الاستطلاعیة انحراف تلک الفئة العمریة عن عدد الساعات والوقت المناسب للنوم، ویتحقق هدف الدراسة من خلال الإجابة عن السئلة البحثیة التالیة:
1. ما قیم تقدیرات معالم مفردات المقیاس العربی لنمط الشخصیة الصباحی- المسائی (الشدة والتمییز) وفق نموذج الاستجابة المتدرجة لنظریة الاستجابة للمفردة؟
2. ما مؤشرات صدق المقیاس العربی لنمط الشخصیة الصباحی- المسائی لدى طلبة الصفوف 10 - 12 بسلطنة عمان؟
3. ما مؤشرات ثبات المقیاس العربی لنمط الشخصیة الصباحی- المسائی لدى طلبة الصفوف 10 - 12 بسلطنة عمان؟
4. ما درجات القطع لتصنیف فئات المقیاس العربی لنمط الشخصیة الصباحی- المسائی لدى طلبة الصفوف 10 - 12 بسلطنة عمان؟
أهمیة الدراسة:
على الرغم من وجود عدد من الدراسات التی استخدمت النظریة الحدیثة للقیاس فی الکشف عن الخصائص السیکومتریة للاختبارات والمقاییس النفسیة والتربویة. إلا أن الدراسة الحالیة تظهر اهمیتها فی إنها:
 تناولت أحد النماذج القلیلة الاستخدام فی الدراسات العربیة وهو نموذج الاستجابة المتدرج، وذلک لقیاس الخصائص السیکومتریة للمقیاس العربی النمط الصباحی- المسائی.
 توفیر معلومات واسالیب حدیثة تساعد الباحثین والمهتمین بدراسة الخصائص السیکومتریة للمقاییس النفسیة والتربویة، فی التعرف على طرق حدیثة فی قیاس الصدق والثبات باستخدام النظریة الحدیثة للقیاس.
مصطلحات الدراسة:
النمط الصباحی – المسائی: هو المیل لأداء الواجبات والأنشطة الیومیة الغیر مرتبطة بزمن محدد وثابت فی ساعات معینة خلال الیوم، فأصحاب النمط الصباحی یفضلون أداء واجباتهم صباحاً، وأصحاب النمط المسائی یفضلون أداءها مساءً. أما أصحاب النمط المختلط فلا فرق لدیهم بین الصباح والمساء فی أداء الواجبات والأنشطة الیومیة (کاظم، 2011). کما یُعرف بأنه "بروفیل یوصف الأفراد الذین یفضلون الیقظة وأداء عاداتهم والأنشطة المتنوعة فی الصباح أو المساء" (شراب، 2009، ص102). ویقاس إجرائیا بالدرجة التی یحصل علیها المفحوص فی أدائه على المقیاس العربی للنمط الصباحی – المسائی.
نظریة الاستجابة للمفردة: عرفها محاسنة (2013) "نظریة تدور حول المفردة والأداء على الاختبار وکیفیة ارتباط الأداء بالقدرة التی تقاس بالفقرات واستجابة المفردة یمکن أن تکون منفصلة أو متصلة أو متفرعة" (ص 305). کما عرفها ٌسیسال (2012) بأنها نظریة أو نموذج للقیاس یبین أن الاستجابات للمفردات فی اختبار معین یمکن تفسیرها بواسطة سمات کامنة، وأن کل فرد یمتلک مقدار معین من أی سمة کامنة معلومة.
نموذج الاستجابة المتدرجة: هو أحد النماذج التی تتناول مستویات تزید عن المستویین، وهو امتداد للنموذج الثنائی للاستجابة، تتعامل مع العلاقة بین مستوى السمة لدى الأفراد وکل استجابة من الاستجابات المتعددة للمفردة (التقی، 2009).
نظریة الاستجابة للمفردة:
تعتبر نظریة الاستجابة للمفردة من النظریات الحدیثة فی القیاس التربوی والنفسی فتعد نموذج للقیاس یبین أن الاستجابات للمفردات فی اختبار أو مقیاس معین یمکن تفسیرها بواسطة سمات کامنة، کما یشهد المجتمع التربوی العدید من المتغیرات التی تعبر عن سمات الأشیاء أو الأفراد وأن کل متغیر من تلک المتغیرات یتکون من مجموعة من المتغیرات أو السمات الفرعیة أو الجزئیة، فعلماء القیاس والتربویون یسعون إلى تحدید ما یمتلکه الفرد من سمة ما، لذا فان المواضیع المتناولة فی البحث العلمی ترتکز حول تلک المتغیرات، وقد جاءت النظریة الحدیثة للقیاس لتعبر عن تلک السمات الکامنة بمفهوم القدرة فإذا أردنا قیاس أو تحدید ما یمتلکه فرد ما من سمة معینة فإنه من الضروری أن یتوفر لدینا وحدة قیاس وأداة للقیاس وبالتالی یتم تحدید مقدار السمة لدى الفرد (محاسنة، 2013).
ومن المهم حسب النظریة الحدیثة فی القیاس أن تتحرر إجابة المفحوص على مفردة معینة من إجابته على بقیة المفردات فی المقیاس أو الاختبار المعد، حیث أن قدرة المفحوص تتحدد بعدد المفردات التی یجیب علیها إجابة صحیحة، فکل مستوى قدرة یمکن صاحبه من الإجابة على المفردات التی تناسب ومستوى قدرته وبالتالی فإن العلامة الکلیة للمفحوص تتحدد بعدد ونوعیة المفردات التی یجیب علیها إجابة صحیحة.
منحنى خصائص المفردة
ومن الافتراضات المنطقیة للنظریة أن مستوى القدرة الذی یتمتع به المفحوص یتحدد باحتمال إجابته عن أی فقرة ویزید بزیادة القدرة ویقل بانخفاضها، فالعلاقة بین القدرة واحتمال الإجابة الصحیحة علاقة طردیة یعبر عنها فی نظریة القیاس الحدیثة بما یسمى منحنى خصائص المفردة (Item Characteristic Curve) ویقصد بالخصائص هنا الشدة أو الصعوبة فی احتمال الإجابة الصحیحة والتمییز إضافة إلى القدرة التی تحدد کل تلک المعالم. ویعتبر مفهوم منحنى خصائص المفردة الأهم والأساس لنظریة القیاس الحدیثة لدوره المهم فی البناء النظری للنظریة ویتمیز بخاصتین أساسیتین هما:
1. معلمة الشدة أو صعوبة المفردة (Difficulty)، وهی معلمة یتم التعبیر عنها بمقدار احتمال الإجابة الصحیحة على المفردة مقترنا بمستوى القدرة الذی یمتلکه المفحوص.
2. معلمة تمییز المفردة (Discrimination)، ویتم التعبیر عنها بقدرة المفردة على التمییز بین المفحوصین الذین تجتاز قدرتهم الإجابة على المفردة إجابة صحیحة والمفحوصین الذین لا تمکنهم قدرتهم من الإجابة على المفردة إجابة صحیحة.
نماذج نظریة الاستجابة للمفردة
تنقسم نماذج نظریة الاستجابة للمفردة إلى قسمین الأول یضم نماذج لمقاییس تقیس سمة واحدة فی مجموعة من الفقرات التی یتشکل منها المقیاس الواحد وتعرف بنماذج أحادیة البعد. والثانی نماذج لمقاییس تقیس عدة سمات على أساس النظریات التی بنیت علیها الافتراضات ونتائج التطبیق وتعرف بنماذج متعددة الأبعاد لبیانات ثنائیة التدریج ومتعددة التدریج. وسوف یقتصر الحدیث هنا على النماذج أحادیة البعد لارتباطها بالدراسة الحالیة.
نماذج نظریة الاستجابة للمفردة أحادیة البعد (Unidimensional Item Response Theory Models, UIRT).
تعتمد تلک النماذج فی نظریة الاستجابة للمفردة على عدة افتراضات أهمها أحادیة البعد، بمعنى أن یقیس المقیاس أو الاختبار سمة أو قدرة واحدة تفسر أداء المفحوصین، وتلک السمة تعبر عن وجود قدرة کامنة واحدة فقط تفسر اداء جمیع المفحوصین على المفردة. ویمکن فحص أحادیة البعد عن طریق التحلیل العاملی، ویرى وورم (Warm,1978) المذکور فی الحجازین (2010) أن أحادیة البعد أکثر الافتراضات تعقیدا فی نظریة الاستجابة للمفردة أحادیة البعد فهی تعنی أن المفردات تقیس قدرة واحدة ولا تعنی فی الوقت نفسه أن المفردة یجب أن ترتبط ایجابیا مع الفقرات الأخرى فیمکن أن ترتبط المفردة بالمفردات الأخرى ارتباطا سلبیا وتبقى أحادیة البعد، فالافتراض یتحقق عند وجود سمة مسیطرة واحدة فقط.
وقد أشار لوورد (Lord,1980) أن أحادیة البعد تتحقق إذا کان الفرق بین قیمة الجذر الکامن الأول وقیم الجذور الکامنة للعوامل الاخرى کبیرا نسبیا، اما إذا کان الفرق صغیرا نسبیا فیدل ذلک على أن المقیاس یقیس أکثر من سمة، ونماذج الاستجابة للمفردة أحادیة البعد تکون لبیانات ثنائیة التدریج أو لبیانات متعددة التدریج، وما یلی توضیح لتلک النماذج
أولا: نماذج أحادیة البعد لبیانات ثنائیة التدریج
یستخدم هذا النوع فی نظریة الاستجابة للمفردة بیانات ثنائیة کالمصنفة إلى ناجح وراسب أو مصنفة إلى صح أو خطأ وتأخذ العلامة واحد أو صفر، وتتمیز تلک النماذج بمناسبتها لفقرات اختبار تحصیلی أو اختبار قدرات، کما تناسب قوائم الشطب (Check Lists) وقوائم الشخصیة والمیول، ومقاییس التقدیر السلوکی التی تعد الاستجابة علیها حسب مفتاح یحدده المصحح بحیث تکون الاستجابة ثنائیة التصحیح، کما تتمیز بالقدرة إلى تقلیص الاستجابات متعددة التدریج إلى ثنائیة التدریج وذلک بدمج کل تدریجیین فی واحد کدمج التدریج الأول والثانی ودمج التدریج الثالث والرابع، وهذا یناسب فقط الحالات التی یکون تدریجها زوجیا بحیث لا یؤدی الدمج إلى ضیاع معلومات عن السمة الکامنة.
یوجد لنماذج نظریة الاستجابة للمفردة أحادیة البعد ثنائیة التدریج عدة أنواع لکل منها معادلة خاصة تحسب فیها احتمالیة الإجابة الصحیحة على المفردة وتعتمد کل منها على عدد من المعالم التی یجب قیاسها وقد ذکرها التقی (2013) کما یلی:
1- النموذج أحادی المعلم أو نموذج راش (One Parameter Model or Rasch Model) ویعتمد هذا النموذج على الفرق بین القدرة التی یمتلکها المفحوص فی الصفة المراد قیاسها ودرجة صعوبة المفردة التی یرغب بالإجابة علیها مع افتراض أن هنالک بعدًا واحدًا وراء الفروق الفردیة فی استجابات المفحوصین.
2- النموذج ثنائی المعلم (Two Parameter Model)، یعتمد هذا النموذج على الفرق بین القدرة التی یمتلکها المفحوص فی السمة المراد قیاسها ودرجة صعوبة المفردة التی یرغب المفحوص الإجابة علیها مضروباً فی درجة التمییز التی تتصف فیها المفردة مع افتراض وجود بعد واحد وراء الفروق الفردیة فی استجابات المفحوصین.
3- النموذج ثلاثی المعالم (Three Parameter Model)، یعتمد هذا النموذج على الفرق بین القدرة التی یمتلکها المفحوص فی السمة التی یراد تقدیرها ودرجة صعوبة المفردة التی یرغب المفحوص الإجابة عنها بحیث یضرب هذا الفرق فی درجة التمییز التی تتصف فیها المفردة، کما یعتمد هذا النموذج على درجة التخمین للمفردة مع افتراض وجود بعد واحد وراء الفروق الفردیة فی استجابات المفحوصین.
ثانیا: نماذج أحادیة البعد لبیانات متعددة التدریج
توجد العدید من صیغ الإختبارات والمقاییس التی یضعها علماء النفس لا یمکن أن تصحح على أنها صواب أو خطأ، فالکثیر من أدوات القیاس الخاصة بمجالات الاتجاهات الشخصیة تحتوی على مفردات ذات استجابة متدرجة ویستخدما الباحثون کونها أکثر ثباتا وتقدیما للمعلومات من المفردات ثنائیة التدریج، وتمثل فی نماذج نظریة استجابة المفردة متعددة التدریج علاقة غیر خطیة بین مستوى سمة المفحوص واحتمالیة الاستجابة الصحیحة ضمن فئة محددة من فئات الاستجابة المتدرجة (الحجازین، 2010).
وللنماذج متعددة التدریج میزتان الأولى: أنها تعالج أنواع الفقرات بمرونة أکثر، إذ یمکن الجمع فی الاستخدام بین نماذج متعددة التدریج مع أخرى ثنائیة التدریج. والمیزة الثانیة: استخلاص معلومات منها أکثر من المعلومات المستخلصة من النماذج ثنائیة التدریج المستخدمة للمفردات نفسها، فزیادة المعلومات یؤدی لزیادة فی دقة التقدیر. فیما یلی عرض لنموذج الاستجابة المتدرجة الذی تم استخدامه فی هذه الدراسة.
نموذج الاستجابة المتدرجة (Graded response model, GRM)
هذا النموذج اقترحه سیمجیما (Samejima) حیث یناسب المفردات المجاب علیها بفئات مرتبة کما فی مقیاس لیکرت للتقدیر ویعد هذا النموذج تعمیما للنموذج ثنائی المعلم، ویستخدم مفردات لیس بالضرورة أن تکون متساویة فی عدد فئات الاستجابة علیها. ویتم وصف نموذج الاستجابة المتدرجة للمفردة بمعلم تمییز واحد وبمعلم العتبة ( )(Threshold parameter) بین فئات الاستجابة (حیث j= 1,2,…., )، أو أنه معلم صعوبة العتبة التی تفصل فئة الاستجابة ( ) وفئة الاستجابة ( -1)، أما عدد فئات الاستجابة ( ) لمفردة ما فیساوی عدد عتبات الفئات ( ) مضاف إلیه واحد، وحساب احتمالات استجابة الفئة فی نموذج الاستجابة المتدرجة یحتاج إلى خطوتین الأولى تتطلب تقدیر احتمالات الاستجابة المتدرجة، وحساب ( ) منحنى لکل مفردة، والذی یساوی عدد العتبات الفاصلة بین فئات التدریج فی سلم الإجابة کما فی المعادلة

ویمثل کل منحنى فی المعادلة احتمالیة استجابة المفحوص داخل أو فوق عتبة الفئة مشروطا بمستوى السمة، ویشار إلى منحنیات بمنحنیات الخصائص العاملة، إذ یجب أن یحسب فی نموذج الاستجابة المتدرجة منحنى خصائص العامل بین عتبات الفئات، ومنها تحسب معالم العتبات( ). فمثلا المفردات التی لها سلم إجابة مکون من خمس فئات یحسب لها أربع معالم عتبات التی تمثل مستوى السمة عند احتمالیة الاستجابة الصحیحة (الحجازین، 2010).
یتم فی الخطوة الثانیة حساب احتمالیة الاستجابة فی فئة محددة من خلال إجراء عملیة الطرح کما فی المعادلة التالیة:

یطلق على هذه المنحنیات، منحنیات استجابة للفئة التی تمثل احتمالیة استجابة المفحوص على فئة معینة عند مستوى سمة محددة. وذکر ماسترز(Masters, 1982) کما جاء فی الحجازین (2010) أنه إذا تساوت احتمالیة الاستجابة لفئتین مثلا فی مفردة مکونة من ثلاث فئات، فإن زیادة المسافة بین العتبتین , تؤدی إلى نقص فی الاحتمالات , ، أی أن زیادة عرض الفئة یؤدی إلى أن استجابة کل شخص تقع ضمن هذه الفئة وبالتالی تقترب العتبتان من بعضهما والاستجابة فی الفئة المتوسطة لأی قیمة تکون قلیلة مما یسمح باندماج الفئات لتصبح المفردة ثنائیة التدریج (الحجازین، 2010).
معالم المفردة فی نموذج الاستجابة المتدرجة تحدد شکل وموقع منحنیات فئة الاستجابة ومنحنیات الخصائص العاملة، فکلما زادت قیمة معلم الانحدار زاد میل منحنیات الخصائص العاملة واصبحت منحنیات استجابة المفردة أکثر تضیقا عند القمة. وهذا یؤکد أن الاستجابة تمیز بین مستویات السمة بشکل عادل، وأن معلم العتبة بین الفئات ( ) یحدد موقع منحنى الخصائص العاملة (الحجازین، 2010).
الدراسات السابقة
1- دراسات تناولت الخصائص السیکومتریة لمقاییس النمط الصباحی- المسائی وفقاً للنظریة الکلاسیکیة
سعت دراسة أدان واخرون (Adan et al., 2005) للکشف عن الخصائص السیکومتریة للنسخة الاسبانیة من مقیاس النمط الصباحی – المسائی المرکب Composite Scale of Morningness (CSM)، تکونت عینة الدراسة 391 رجل وامرأة من المتطوعین ومن طلبة علم النفس تراوحت أعمارهم بین 17 – 33 سنة، تمت ترجمة المقیاس للغة الأسبانیة ثم أعیدت الترجمة إلى اللغة الإنجلیزیة من قبل اثنین من المتحدثین باللغة الانجلیزیة لضمان جودة الترجمة، وتم استخدام التحلیل العاملی التوکیدی للتأکد من تقسیم فقرات المقیاس على الأبعاد الثلاثة، الصباحی الکامل، المسائی الکامل، والنمط المختلط، وبلغ ثبات المقیاس 0.87 وأشارت نتائج الدراسة أن النمط الصباحی – المسائی لا یتأثر من ناحیة العمر والجنس، وأن النمط المختلط (الصباحی، المسائی) ظهر بصورة واضحة فی عینة الدراسة حیث بلغ 82.6%، بینما بلغ النمط المسائی الکامل 10.2% والنمط الصباحی الکامل 7.2%.
واستهدفت دراسة کاظم (2011) تطویر المقیاس العربی للنمط الصباحی- المسائی والتعرف على خصائصه السیکومتریة ومعدلات انتشاره لدى طلبة جامعة السلطان قابوس، تکون المقیاس من 24 فقرة شملت الجانب المعرفی والوجدانی والحرکی، تکونت عینة الدراسة من 298 طالبا وطالبة من مختلف الکلیة بالجامعة، أظهر المقیاس مؤشر مقبول لصدق المحکمین والصدق العاملی، کما استخدمت الدراسة عدة مقاییس لقیاس الصدق التلازمی تمثلت فی قائمة بیک الثانیة للاکتئاب، القائمة العربیة للتفاؤل والتشاؤم، مقیاس جامعة الکویت للقلق، والمقیاس العربی لاضطرابات النوم، توفر فی المقیاس مؤشرات عالیة لثبات إعادة التطبیق 0,88 وفی معامل الفا کرونباخ 0,86. وأوضحت النتائج عدم تأثر المقیاس بالنوع الاجتماعی والنمط السائد هو النمط المختلط بنسبة 47,65% یلیه النمط الصباحی المعتدل بنسبة 15,77% ثم المسائی المعتدل 14,43% وبعده المسائی الکامل 12,08% واخیرا الصباحی الکامل 10,07%.
وهدفت دراسة بیسولک (Besoluk, 2011) قیاس تفضیلات النمط الصباحی- المسائی ومقارنته بدرجات امتحان القبول فی الجامعة، بلغ حجم العینة 235 طالب وطالبة فی المرحلة الثانویة بعمر 17 سنة، طبق علیهم مقیاس النمط الصباحی- المسائی MEQ، أظهرت نتائج الدراسة أن 19.1% کانوا من النمط الصباحی المعتدل، و68,1% لیسوا من أی نمط، 11,9% من النمط المسائی المعتدل، 0,9% من النمط المسائی الکامل، ولم یظهر النمط الصباحی النقی فی عینة الدراسة، وأظهرت النتائج وجود ارتباط دال احصائیا بین النمطیین ودرجات القبول فی الجامعة لصالح النمط الصباحی مما دل على أن الطلبة ذوی النمط الصباحی یستفیدون أکثر من الامتحانات التی تجرى فی الصباح.
وهدفت دراسة عبد الرحیم (2018) معرفة تأثیر بعض المتغیرات الإیجابیة وبعض المتغیرات السلبیة على نمط الشخصیة الصباحى- المسائی، وتکونت العینة الاستطلاعیة من 120 طالباً وطالبة، بواقع 60 ذکور و60 إناث، أما العینة الأساسیة فقد تکونت من 456 بواقع 228 من الذکور و228 من الإناث وذلک من طلاب جامعة الإسکندریة، وقد تم تصمیم مقیاس لنمط الشخصیة الصباحى- المسائی ودراسة الخصائص السیکومتریة له، تم حساب ثبات المقیاس بطریقة التجزئة النصفیة (فردی- زوجی) وتصحیح الطول بمعادلة سبیرمان-براون 0,73 وجتمان 0,73 کما تم حساب ثبات الاتساق الداخلی الفا کرونباخ 0,81، کما تم حساب صدق البناء العاملی للمقیاس حیث تشبعت بنود المقیاس فی عامل واحد رئیسی بلغت قیمة جذره الکامن 4,09، وفسر ما قیمته 92,20% من قیمة التباین الکلی، وقد تکون المقیاس فی صورته النهائیة من 14 مفردة.
التعقیب على الدراسات السابقة فی المحور الأول
استخدم عدد من الدراسات السابقة المقیاس المرکب للنمط الصباحی- المسائی لدراسة خصائصه السیکومتریة والتحقق من الصدق والثبات بعد ترجمة المقیاس للغة الأسبانیة کما جاء فی دراسة أدان واخرون (Adan et al., 2005)، وترجمته الی الرومانیة، حیث یتمتع المقیاس بدرجات صدق وثبات جیدة وفقاً للنظریة الکلاسیکیة للقیاس.
واستخدمت الدراسات عینات عمریة من فئات المراهقین والبالغین، واعتمدت الدراسات على وجود الجنس کمتغیر أساسی فی الدراسة، ولم یظهر متغیر الجنس کعامل مؤثر فی مقاییس النمط الصباحی – المسائی کما جاء فی دراسة کاظم (2011) ودراسة أدان واخرون (Adan et al., 2005). وجاءت نسبة ظهور النمط الصباحی النقی أو الکامل بنسبة قلیلة فی جمیع الدراسات المذکورة، فی حین ظهر النمط الصباحی المسائی (المختلط) بصورة واضحة فی أغلب الدراسات.
2- دراسات استخدمت نظریة الاستجابة للمفردة للتحقق من الخصائص السیکومتریة.
لم یجد فریق البحث دراسات تناولت الخصائص السیکومتریة لمقاییس النمط الصباحی- المسائی وفقاً لنظریة الاستجابة للمفردة، لذا سیتم تناول مقاییس نفسیة أخرى اعتمدت على نظریة الاستجابة للمفردة فی البحث عن الخصائص السیکومتریة لتلک المقاییس. ومن بین تلک الدراسات:
هدفت دراسة الزید (2008) البحث عن فاعلیة نظریة الاستجابة للمفردة فی بناء الإختبارات، وذلک بإعداد بنک أسئلة فی مقرر علم النفس التربوی وفقاً لمؤشر الصعوبة فی نموذج راش، وتم تطبیق أدوات الدراسة على عینة من طالبات الکلیات التربویة فی کل من جامعة الإمام محمد بن سعود الإسلامیة وجامعة الملک سعود وکلیات البنات التابعة لوزارة التربیة والتعلیم بالریاض، استخدمت الدراسة برنامج مایکروسکیل "Microscale" لتحلیل مفردات الاختبار، تحقق من خلالها بعض فروض النموذج وهی أحادیة البعد والاستقلال الموضعی، فی حین انخفضت بعض الدلالات على تحقق تلک الفروض بناء على نتائج التحلیل العاملی، کما توصلت لتدرج نهائی لمفردات بنک الاسئلة وفق مؤشرات الصعوبة لنموذج راش.
وهدفت دراسة صالح (2013) تدریج بعض مفردات مقاییس الاکتئاب باستخدام نظریة الاستجابة للمفردة، عینة الدراسة تکونت من 911 طالب وطالبة من کلیة التربیة جامعة عمر المختار، استخدمت الدراسة مقیاس بیک للاکتئاب المکون من 30 فقرة، ومقیاس زونج للتقدیر الذاتی للاکتئاب والمتکون من 31 فقرة، ومقیاس برندت للاکتئاب والمتکون من 41 فقرة، استخدمت برنامج Winsteps لتدریج مفردات هذه المقاییس على تدرج واحد باستخدام نموذج راش، وقد أسفرت نتائج الدراسة بتدریج مجموعة مفردات مقاییس الاکتئاب المتمثلة فی مقیاس بیک للاکتئاب، مقیاس التقدیر الذاتی للاکتئاب لزونج، مقیاس الاکتئاب متعدد الأبعاد لبرندت بالرغم من اختلافها على میزان تدرج واحد مشترک بحیث تعرف جمیعها متغیر الاکتئاب، وذلک بعد حذف ثلاثة مفردات غیر ملائمة للقیاس، وذلک فی ضوء المحکات الإحصائیة الخاصة بالنموذج المستخدم فی الدراسة.
وفی دراسة قام بها حمد (2013) لمعرفة أثر تزییف الاستجابة فی مقیاس للشخصیة على الخصائص السیکومتریة وفق نظریة الاستجابة للمفردة استخدم نموذج مقیاس التقدیر لموراکی وبرنامج PARSCALE وبرنامج SPSS لتحلیل البیانات وتقدیر معالم الصعوبة والتمییز للمفردات ولتقدیر قدرة الأفراد وحساب دالة المعلومات ومنحنى الخطأ المعیاری للمقیاس، تکونت عینة الدراسة من 558 طالباً وطالبة من طلبة جامعة الیرموک للسنة الدراسیة الثانیة والثالثة، تم تطبیق المقیاس مرتان على نفس العینة بحیث تتم الاستجابة بصدق وموضوعیة فی المرة الأولى وبتزییف الاستجابات فی المرة الثانیة للحصول على بیانات مختلفة للمقیاس، أظهرت النتائج وجود فروق دالة احصائیا بین استجابات أفراد العینة على المقیاس الفرعی العصابیة لصالح استجابات الصدق، ووجود فروق دالة إحصائیا فی استجابات الصدق واستجابات التزییف على بقیة المقاییس (الانبساط، الضمیر الحی، المقبولیة، الانفتاح على الخبرة) لصالح استجابات التزییف، کما أظهرت النتائج أثر للتزییف فی البناء العاملی للمقیاس وکذا على نسبة التباین المفسر، کما وجد أثر للتزییف فی معاملات التمییز ومعاملات الصعوبة وفی دقة تقدیرهما.
وهدفت دراسة العنزی (2012) استخدام نظریة الاستجابة للمفردة فی تطویر اختبار کورنیل للتفکیر الناقد وفق النموذج ثلاثی المعالم، تألفت عینة الدراسة من 1309 طالباً وتمثلت أداة الدراسة فی اختبار کورنیل للتفکیر الناقد المستوى (X)، من نوع اختیار من متعدد بثلاث بدائل، تم استخدام برنامجی Bilog-mg، SPSS للإجابة على أسئلة الدراسة، وقد تحققت افتراضات النموذج الثلاثی فی بیانات اختبار کورنیل للتفکیر الناقد، کما اتضح إن مقدار الدالة المعلوماتیة لجمیع أبعاد الاختبار تقع فی الفترة بین -2، +2 على مقیاس القدرة، وتم التوصل لقیم معاملات ثبات مقبولة لأبعاد الاختبار، کما تم التحقق من صدق تعریف مفردات الاختبار اعتماداً على التحلیل العاملی وصدق التدریج.
کما هدفت دراسة الزعبی (2017) بناء اختبار مهارات التفکیر الناقد باستخدام نظریة الاستجابة للمفردة. اعتمدت الدراسة على النموذج ثلاثی المعالم وتم فحص افتراضات النموذج حیث تحقق افتراض أحادی السمة وافتراض الاستقلال الموضعی للبیانات، کما تم حساب معامل ارتباط بیرسون بین الصورة الأردنیة من اختبار کالیفورنیا للتفکیر الناقد وبین المقیاس المعد فی الدراسة والمکون من 89 مفردة، حیث بلغ معامل الارتباط 0,72. کما تم حساب ثبات المقیاس بطریقة کودر-ریتشاردتسون20 إذ بلغت قیمته 0,90 وهی تعبر عن ثبات مرتفع.
وقام عرفان (2009) بدراسة هدفت إلى استخدام أسلوب القیاس الحدیث القائم على نظریة الاستجابة للمفردة لتطویر مقیاس دافعیة الإنجاز وفق نموذج راش. تمثلت عینة الدراسة فی 795 طالبا وطالبة من طلاب الصف الأول الثانوی بمحافظة البحیرة بجمهوریة مصر العربیة. تحرت الدراسة عن توافر شرط أحادیة البعد فی المقیاس بالاستعانة بنتائج تحلیل المکونات الاساسیة للبواقی التی أوضحت وجود عامل رئیسی واحد فسر 60% من التباین، کما حسبت الدراسة صدق المقیاس بعدة طرق کصدق البناء، صدق التدرج، صدق تعریف المتغیر بالتحقق من عدم وجود فجوات بین مفردات المقیاس على متصل السمة المقاسة، وصدق التمییز باستخدام اختبار (ت) لدلالة الفرق بین متوسطی تقدیرات مجموعتین تضم إحداهما الأفراد مرتفعی المستوى والأخرى منخفضی المستوى، حیث دلة النتائج عن وجود فرق دال احصائیا عند مستوى جلالة أقل من (0,001). کما تم حساب ثبات المقیاس بما یوفره برنامج Winsteps من تقدیرات للخطأ المعیاری لکل من تقدیر الأفراد وتقدیر المفردات حیث تراوحت قیم الخطأ المعیاری لتقدیرات المفردات بین 0,05 و0,13 لوجیت وهی قیمة منخفضة، کما تراوحت قیم الخطأ المعیاری لتقدیرات القدرة بین 0,12 و0,42 لوجیت وهی قیم منخفضة أیضاً.
وهدفت دراسة الخوالدة (2016) تطویر صورة أردنیة من اختبار الترابطات المتباعدة لمیدنیک لقیاس القدرة على التفکیر الإبداعی باستخدام نظریة الاستجابة للمفردة. تم تطبیق الصورة الأولیة للمقیاس على 150 طالب وطالبة کعینة استطلاعیة والتحقق من الصدق والثبات للمقیاس وفق النظریة الکلاسیکیة حیث بلغ معامل الارتباط بین الدرجات على المقیاس والدرجات على مقیاس تورنس للتفکیر الإبداعی 0,81، وبلغت قیمة ألفا کرونباخ 0,79. تکونت عینة الدراسة من 600 طالب وطالبة، وتم التحقق من افتراضات نظریة الاستجابة للمفردة أحادیة البعد ثنائیة التدریج والتی أظهرت وجود عامل رئیسی واحد یفسر ما نسبته 31,29% من التباین، وأن النموذج ثنائی المعالم حقق أفضل درجة مطابقة بنسبة 90% من عدد الفقرات الکلی. وتکون الاختبار فی صورته النهائیة من 27 مفردة علیه تم التحقق من صدق وثبات الصورة النهائیة للاختبار بتحقق افتراض أحادیة البعد من خلال التحلیل العاملی الذی دل على وجود عامل واحد مسیطر على تفسیر التباین الکلی لدرجات الاختبار مقارنة ببقیة العوامل ومعامل ثبات التجریبی تم تقدیره من خلال تباین الدرجات الحقیقیة وتباین الخطأ وبلغت قیمته 0,91. کما أظهرت النتائج أن قیمة دالة المعلومات للاختبار کانت أکبر ما یمکن فی وسط التوزیع عند مستوى القدرة 0,87، علیه فإن الصورة النهائیة لاختبار الترابطات المتباعدة لمیدنیک یتمتع بخصائص سیکومتریة مقبولة.
هدفت دراسة أبو جراد (2016) تطویر قائمة أکسفورد للسعادة وفق نظریة الاستجابة للمفردة، تم تطبیق المقیاس على عینة من طلبة جامعة القدس عددها 187 طالبا وطالبة ثم حذف المفردات الغیر ملائمة لعملیة التدریج وإضافة 12 مفردة للمقیاس، ثم اعید تطبیق المقیاس بصورته الجدیدة على 260 طالب وطالبة من نفس الجامعة. تم ایجاد عدد من مؤشرات صدق المقیاس تمثلت فی صدق المحکمین، وصدق الاتساق الداخلی بحساب معامل الارتباط بین درجات الطلبة على المفردات ودرجاتهم على المقیاس الکلی وکانت مرتفعة وموجبة ودالة إحصائیا عند مستوى دلالة 0,01. وعند حساب الصدق العاملی تبین وجود عامل رئیسی واحد فسر ما قیمته 33,95% من التباین. تم حساب ثبات المقیاس باستخدام دالة المعلومات للمفردات ودالة المعلومات للمقیاس ککل.
التعقیب على الدراسات السابقة فی المحور الثانی
تؤکد الدراسات السابقة فعالیة نظریة الاستجابة للمفردة فی بناء الإختبارات والمقاییس والتحقق من خصائصها السیکومتریة کما جاء فی دراسة الزید (2008) ودراسة صالح (2013). کما أوضحت الدراسات أهمیة استخدام دالة المعلومات ومنحنى الخطأ المعیاری للمقیاس للتأکد من ثبات المقیاس وثبات مفرداته، وهذا ما أشارت إلیه دراسات کلا من حمد (2013) والعنزی (2012) والخوالدة (2016) وأبو جراد (2016). وأشارت الدراسات إلى أهمیة التحقق من افتراضات نظریة الاستجابة للمفردة للنموذج البارومتری المستخدم وذلک بالتحقق من أحادیة البعد، الاستقلال الموضعی وفحص مطابقة النموذج للبیانات، کما أکدته دراسة الزعبی (2017)، عرفان (2009) والخوالدة (2016).
منهجیة الدراسة وإجراءاتها
منهج الدراسة
اعتمدت الدراسة على المنهج الوصفی لتناسبه مع طبیعة الدراسة وأهدافها، ویعتمد المنهج الوصفی کما أشار العنیزی (2005) على دراسة الظاهرة کما توجد فی الواقع ووصفها وصفا دقیقا حیث یتم فی ضوء هذا المنهج القیام بالمسح المیدانی لجمع البیانات حول مشکلة الدراسة، ثم تحلیلها وتفسیرها والتوصل للنتائج للتعرف علیها واقتراح الحلول المناسبة لها.
مجتمع الدراسة
تکون مجتمع الدراسة من طلاب وطالبات الصف العاشر، الحادی عشر، والثانی عشر بمدارس محافظة مسقط للعام الدراسی 2017/ 2018م، البالغ عددهم 24467 طالباً وطالبة وفقاَ لإحصائیات وزارة التربیة والتعلیم (الکتاب السنوی للإحصاءات التعلیمیة، 2017).
عینة الدراسة:
تم اختیار عینة الدراسة المتمثلة بعدد 1315 طالب وطالبة بنسبة 5% من مجتمع الدراسة بالطریقة العنقودیة متعددة المراحل وهی طریقة لاختیار عینة متعددة المراحل عن طریق إجراء الاختیار على مراحل متعددة، حیث نختار أولا عینة عشوائیة من أحد أقسام المجتمع ثم نختار عینة عشوائیة من العینة التی تم اختیارها فی المرحلة الأولى وهکذا إلى أن نصل إلى حجم العینة المطلوبة (جواد وجاسم، 2014). فقد تم بالطریقة العشوائیة اختیار عدد 2 من مدارس الذکور وعدد 2 من مدارس الإناث فی کلٍ من ولایة السیب، العامرات، بوشر وقریات، ومدرسة واحدة للذکور ومدرسة واحدة للإناث فی کلا من ولایة مسقط وولایة مطرح وذلک بناء على کثافة أعداد الطلبة فی تلک الولایات. وبالتعاون مع إدارة کل مدرسة تم تحدید عدد من الشعب لکل صف للجلوس معهم وتطبیق اداة الدراسة علیهم.
أدوات الدراسة:
لتحقیق أهداف الدراسة تم استخدام المقاییس التالیة:
1. المقیاس العربی للنمط الصباحی – المسائی: أعدّ المقیاس کاظم (2011) بهدف قیاس نمط الشخصیة الصباحی- المسائی لطلبة جامعة السلطان قابوس. استعان معد المقیاس فی إعداده بعدد من المقیاس کمقیاس النمط الصباحی- المسائی CSM الذی أعده سمیث ومیدکاف (Smith & Midkiff, 1989)، واستبیان النمط الصباحی- المسائی MEQ الذی أعده أدن والمیرال (Adan & Almirall, 1990)، واستبیان النمط الصباحی- المسائی للطلبة SMEQ الذی أعده کوسس وآخرون (Koscec et al., 2001)، ومقیاس نمط الشخصیة ذات النشاط الصباحی- المسائی (شراب، 2008)، قام کاظم (2011) بصیاغة أکثر من خمسین عبارة تقریریة عرضها على محکمین فی مجال علم النفس التربوی والارشاد النفسی والقیاس والتقویم، ثم وقام بحذف العبارات المتکررة، والعبارات ذات الارتباط السالب بعد حساب معاملات الارتباط. وتکون المقیاس فی صیغته النهائیة من 24 عبارة أمام کل عبارة ثلاثة بدائل (الصباح، الصباح والمساء، المساء). وقدم کاظم (2011) بعض المؤشرات على صدق وثبات المقیاس العربی للنمط الصباحی- المسائی، فقد تم فحص الصدق التلازمی للمقیاس بارتباطه مع عدد من المقاییس الأخرى تمثلت فی القائمة العربیة للتفاؤل والتشاؤم (عبدالخالق، 1996)، وقائمة بیک الثانیة للاکتئاب (کاظم والانصاری، 2008)، ومقیاس جامعة الکویت للقلق (عبدالخالق، 2000)، والمقیاس العربی لاضطرابات النوم (عبدالخالق، 2008)، وحساب الارتباط مع المعدل التراکمی، وأظهرت النتائج آنذاک معاملات ارتباط موجبة ودالة مع التفاؤل (0.37) ومع المعدل التراکمی (0.39)، وسالبة ودالة مع الاکتئاب (-0.19) واضطراب النوم (-0.28).
کما قام بالتحقق من البنیة العاملیة للمقیاس بالتحلیل العاملی الاستکشافی حیث دلت النتائج إلى وجود عامل واحد سائد على بقیة العوامل، کما قام بحساب ثبات المقیاس بإعادة تطبیق الاختبار على عینة من 47 طالب وطالبة بعد مرور أسبوعین من التطبیق الأول، حیث بلغ معامل الثبات 0.88. وحساب معامل ألفا کرونباخ لعینة عشوائیة تکونت من100 طالب وطالبة، وقد بلغ معامل ألفا کرونباخ 0.86.
2. المقیاس العربی لاضطرابات النوم: تم اختیار هذا المقیاس لیتم استخدامه فی اختبار الصدق التلازمی لمقیاس الدراسة، کما أشارت دراسة کاظم (2011) إلى جدوى استخدامه فی هذا الغرض. صمم المقیاس عبد الخالق (Abdel-Khalek, 2008) وذلک بهدف قیاس اضطراب النوم لدى المراهقین من طلبة المرحلة الثانویة بمدارس دولة الکویت والراشدین من طلبة الجامعات والموظفین بالکویت. یتکون المقیاس من 12 فقرة یُجاب عنها بمقیاس تقدیر خماسی. وتم تطبیق المقیاس العربی لاضطرابات النوم على عینة تکونت من 5033 من طلبة المدارس الثانویة و2210 من طلبة الجامعات و1247 من الموظفین. وتتوافر فی المقیاس مؤشرات مرتفعة لصدق البناء بلغت 0.95 وفی الصدق التلازمی بلغت 0.94، ومؤشرات مقبولة للثبات تراوحت بین 0.70 – 0.83 بإعادة التطبیق وبین 0.84 – 0.87 لمعامل ألفا کرونباخ.
إجراءات الدراسة:
بعد تطبیق المقیاس على عینة الدراسة، وتصحیحه، تم نقل البیانات إلى برنامج SPSS لعمل المعالجات الإحصائیة، ثم معایرة مفردات المقیاس باستخام برنامج MULTILOG وتقدیر معلمة الشدة ومعلمة التمییز، وقدرات الطلبة ودالة معلومات الاختبار وفق نموذج الاستجابة المتدرجة Graded response model، تم التحقق من افتراضات (أحادیة السمة والاستقلال الموضعی) لنموذج الاستجابة المتدرجة فی بیانات المقیاس العربی للنمط الصباحی- المسائی، والمقیاس العربی لاضطراب النوم.
أولا: المقیاس العربی للنمط الصباحی- المسائی
أ- افتراض أحادیة السمة:
1- التحلیل العاملی الاستکشافی
تم إجراء التحلیل العاملی الاستکشافی لجمیع مفردات المقیاس البالغ عددها 24 مفردة وذلک باستخدام طریقة المکونات الرئیسیة (Principal Component Analysis)؛ حیث تم حساب قیم الجذر الکامن (Eigenvalue)، وملاحظة نسبة التباین المفسر (Explained Variance) للعوامل، وجدول 1 یوضح تلک النتائج.
جدول 1
التحلیل العاملی الاستکشافی لبیانات المقیاس العربی للنمط الصباحی- المسائی لعینة الدراسة(ن=1315)
رقم العامل الجذر الکامن نسبة التباین المفسر نسبة التباین المفسر التراکمی
1 4,91 20,45% 20,45%
2 1,66 6,92% 27,37%
3 1,38 5,77% 33,13%
4 1,27 5,28% 38,41%
5 1,10 4,58% 42,99%
6 1,02 4,27% 47,26%
یتضح من جدول 1 وجود ستة عوامل لها جذر کامن أکبر من الواحد الصحیح تُفسر بمجملها 47,26% من التباین، وان ناتج قسمة الجذر الکامن للعامل الأول على الجذر الکامن للعامل الثانی (2,96) وهی قیمة أکبر من 2، وان نسبة التباین المفسر فی العامل الأول أکثر من ثلاثة اضعاف ما یفسره العامل الثانی، مما یشیر إلى وجود سمة سائدة للمقیاس، وهذا یعنی تحقق افتراض أحادیة السمة للمقیاس کما أشار الشریفین وبنی عطا (2012).
کما تم تمثیل الجذور الکامنة بیانیاً Scree Plot؛ حیث مثل الجذر الکامن المحور العمودی وعدد العوامل المحور الأفقی، ویبین الشکل 1 تحقق أحادیة السمة للمقیاس من خلال تمیز العامل الأول عن بقیة العوامل. وهذا ینسجم مع ما جاء فی دراسة موراکی وکارلسون (Muraki and Carison, 1993) من إجراء التحلیل العاملی باعتماد نموذج الاستجابة المتدرجة لدراسة بیانات محاکاة لعدد 6 فقرات و5000 مفحوص، تبین خلالها
أن تقدیرات معالم النموذج تحسب من تشبعات العامل، وأن تقدیر المعالم لنموذج الاستجابة المتدرجة یحتاج إلى إجراء التحلیل العاملی للبیانات کخطوة أولى.

شکل 1
الجذور الکامنة لأبعاد للمقیاس العربی للنمط الصباحی- المسائی
2- تحلیل البواقی Residual Analysis
تم استخدام برنامج NOHARM للتحقق من أحادیة البعد لبیانات المقیاس العربی للنمط الصباحی- المسائی بإجراء تحلیل البواقی من خلال فحص المواءمة بین عدد أبعاد المقیاس وبیانات استجابات الطلبة على المقیاس من خلال مصفوفة البواقی Residual Matrix لإیجاد قیمة الجذر التربیعی لمتوسطات مربعات البواقی Root Mean Square of Residual (RMSR)، وقد بین میلر (Miller) المذکور فی الشقصی (2018) انه إذا کانت قیمة مؤشر RMSR قریبة من الصفر فهذا دلیل على تحقق أحادیة السمة، وإذا جاءت قیمة مؤشر تاناکا Tanaka Index قریبة من الواحد دل أیضاً على أحادیة السمة.
وقد أشارت نتائج التحلیل بأن قیمة الجذر التربیعی لمتوسط مربعات البواقی جاءت 0,01 وهی قیمة قریبة جداً من الصفر، کما جاءت قیمة مؤشر تناکا للمطابقة 0,97 وهی قیمة قریبة من الواحد الصحیح، مما یثبت تحقق افتراض أحادیة البعد فی استجابات الطلبة على المقیاس العربی للنمط الصباحی- المسائی.
ب- افتراض الاستقلال الموضعی:
خاصیة الاستقلال الموضعی تهتم بفحص استجابة الطالب على أی مفردة من مفردات المقیاس بحیث یجب أن تکون مستقلة عن استجایته على باقی المفردات، بمعنى ان أدائه على احدى المفردات لا یؤثر سلبًا أو إیجابًا فی استجابته على أی مفردة من مفرادات المقیاس. وللتحقق من افتراضیة الاستقلال الموضعی تم استخدام مؤشر Q3 وهو معالم الارتباط للبواقی الذی وضعه ین (Yen, 1992) والذی تدل قیمته العالیة على عدم تحقق افتراض الاستقلالیة المحلیة فی أنماط استجابات الأفراد على المقیاس (التقی، 2013).
تم حساب درجات البواقی، وذلک بالفرق بین الدرجة الظاهریة للطلبة على مفردات المقیاس واحتمال الإجابة الصحیحة، واستخراج مصفوفة الارتباط بین درجات البواقی. حیث أشارت النتائج أن أکبر قیمة لمؤشر Q3 بلغت 0.37 لبعض المفردات، وهی قیمة مرتفعة، مما یدل على وجود ارتباط بین مفردات المقیاس العربی للنمط الصباحی- المسائی. وبالرجوع إلى المفردات تبین وجود ارتباط مرتفع بین المفردة الأولى والثانیة بلغت قیمته 0,32؛ حیث انهما تقیسان النشاط نفسه، وهو الوقت المفضل لاستذکار الدروس. کما یوجد ارتباط مرتفع بین المفردة الخامسة والمفردة الثامنة عشرة بلغت قیمته 0,37؛ حیث انهما تقیسان الوقت المناسب لأداء الواجبات المدرسیة. ویوجد ارتباط أیضاً بین المفردة العشرون والثانیة والعشرون التی تقیس الوقت المناسب لممارسة الأنشطة الریاضیة حیث بلغت قیمته 0,27.
ولتحدید أی المفردات یجب حذفها، تم حساب ارتباط کل مفردة بالمجموع الکلی، وحذف المفردة الأقل ارتباطا، ووفقاً لنتائج التحلیل تم حذف المفردة الأولى، والثامنة عشر، والثانیة والعشرون ثم إعادة تحلیل البیانات فی برنامج7.03 Multi-logواستخراج النتائج والعمل فی برنامج الأکسل Excel واستخراج مصفوفة الارتباط بین درجات البواقی المعیاریة بناء على البیانات الجدیدة بعد حذف العبارات ذات الارتباط الاقل بالمجموع الکلی، حیث بلغ المتوسط الحسابی للقیم المطلقة لمؤشرQ3 0,06 وبانحراف معیاری بلغ 0,04 کما تراوحت القیم لمؤشر Q3 بین (0) و(0,19) وهی قیمة أقل بکثیر من القیمة السابقة وتقترب من الصفر.
ج- فحص مطابقة النموذج للبیانات:
ویتم حساب مؤشر مطابقة توقعات النموذج لبیانات المقیاس بعدة طرق منها مربع کای، نسبة أرجحیة مربع کای، ومؤشر البواقی المعیاریة. وفی الدراسة الحالیة تم استخراج مؤشر البواقی المعیاریة لرایت وماسترز (Wright & Master, 1982) وباستخدام دالة مربع کای وبدرجات حریة مقدارها 1، کمؤشر لحسن مطابقة المفردات.
یوضح الجدول 2 مؤشر للبواقی المعیاریة لکل مفردة من مفردات المقیاس والمؤشر العام للمقیاس، کما تم استخراج قیمة مربع کای لنسبة الترجیح للاختلاف بین الأنماط المتوقعة لاستجابة الأفراد على مفردات المقیاس والاستجابة الحقیقیة لکل طالب حسب مؤشر رایت وماسترز (Wright & Master, 1982).
جدول 2
المؤشر العام للبواقی المعیاریة لمطابقة مفردات المقیاس العربی للنمط الصباحی- المسائی مع نموذج الاستجابة المتدرجة (Graded Response Model)
المفردة المؤشر القیمة الاحتمالیة المفردة المؤشر القیمة الاحتمالیة المفردة المؤشر القیمة الاحتمالیة
1 0,91 0,34 8 0,87 0,35 15 1,41 0,23
2 1,54 0,21 9 0,75 0,39 16 1,58 0,21
3 1,32 0,25 10 1,29 0,26 17 1,38 0,24
4 0,88 0,35 11 1,24 0,27 18 1,50 0,22
5 0,71 0,40 12 0,94 0,33 19 1.13 0,29
6 1,24 0,26 13 0,83 0,36 20 1,12 0,29
7 0,97 0,32 14 1,71 0,19 21 0,65 0,42
المؤشر العام 1,14
القیمة الاحتمالیة 0,29
یتضح من جدول 2 أن المؤشر العام للبواقی المعیاریة بلغ 1,14، وهی قیمة غیر دالة إحصائیا (0,29)، فی حین أن مؤشرات البواقی المعیاریة لجمیع مفردات المقیاس کانت غیر دالة احصائیا مما یعطی مؤشرا على قدرة نموذج الاستجابة المتدرجة (Graded Response Model) على تفسیر استجابات الطلبة على کل مفردة من مفردات المقیاس وعلى المقیاس بجمیع مفرداته.
ثانیا: المقیاس العربی لاضطراب النوم
أ- افتراض أحادیة السمة
تم التحقق من أحادیة السمة لبیانات المقیاس العربی لاضطراب النوم بإجراء التحلیل العاملی بطریقة المکونات الأساسیة حیث تم حساب قیم الجذر الکامن (Eigenvalue) للعوامل حیث تبین وجود عاملین بجذور کامنة أکبر من الواحد الصحیح یفسران معا ما نسبته 47,85، کما تبین أن قیمة الجذر الکامن (Explained Variance) للعامل الأول بلغت 4,38 وقیمة الجذر الکامن للعامل الثانی بلغت 1,36.
کما تبین أن نسبة ما یفسره العامل الأول (36,49) من التباین الکلی (47,85) أکبر من 20%، وأن نسبة ما یفسره العامل الأول (36,49) إلى العامل الثانی (11,36) أکبر من 2، وهذا یؤکد على وجود خاصیة أحادیة السمة فی المقیاس العربی لاضطراب النوم، وجدول 3 یشیر لتلک النتائج.
جدول 3
نتائج التحلیل العاملی الاستکشافی لبیانات المقیاس العربی لاضطراب النوم لعینة الدراسة (ن=1315)
رقم العامل الجذر الکامن نسبة التباین المفسر نسبة التباین المفسر التراکمی
1 4,38 36,49% 36,49%
2 1,36 11,36% 47,85%
وکما تم تمثیل الجذور الکامنة بیانیاً Scree Plot؛ حیث مثل الجذر الکامن المحور العمودی وعدد العوامل المحور الأفقی، ویبین الشکل 2 تحقق أحادیة السمة للمقیاس من خلال تمیز العامل الأول عن بقیة العوامل.

شکل 2
الجذور الکامنة للمقیاس العربی لاضطراب النوم
ب- افتراض الاستقلال الموضعی
للتحقق من افتراضیة الاستقلال الموضعی باستخدام مؤشر Q3 لحساب درجات البواقی، وذلک بالفرق بین الدرجة الظاهریة للطلبة على مفردات المقیاس واحتمال الإجابة الصحیحة، واستخراج مصفوفة الارتباط بین درجات البواقی، وأشارت النتائج أن المتوسط الحسابی للقیم المطلقة لمعاملات الارتباط بلغ 0,1 بانحراف معیاری 0.09 وأکبر قیمة لمؤشرQ3 بلغت 0.49 لبعض المفردات، وهی قیمة مرتفعة، مما یدل على وجود ارتباط بین بعض مفردات المقیاس العربی لاضطراب النوم، وبالرجوع إلى المفردات تبین وجود ارتباط مرتفع بین المفردة الثانیة والثالثة بلغت قیمته 0,49؛ حیث أنهما تقیسان النوم المتقطع.
کما جاء فی المفردة الثانیة (نومی متقطع ومضطرب) والمفردة الثالثة (أستیقظ من النوم عدة مرات)، کما ارتبطت المفردة الثامنة (أستیقظ من نومی عادة وأنا فی حالة نفسیة سیئة) بالمفردة التاسعة (أعصابی تکون متوترة عندما أستیقظ من النوم) بقیمة ارتباط بلغت 0,42؛ ولتحدید أی المفردتین یجب حذفها، تم حساب ارتباط کل مفردة بالمجموع الکلی، وحذف المفردة الأقل ارتباطا، ووفقاً لنتائج التحلیل تم حذف المفردة الثالثة والمفردة التاسعة.
تم إعادة تحلیل البیانات فی برنامج Multi-log واستخراج النتائج والعمل فی برنامج الأکسل Excel واستخراج مصفوفة الارتباط بین درجات البواقی المعیاریة بناء على البیانات الجدیدة، حیث أن المتوسط الحسابی للقیم المطلقة لمعاملات الارتباط بلغ 0,09 بإنحراف معیاری 0.07، وبلغت أکبر قیمة لمؤشر Q3 (0,27) وهی قیمة مقبولة وأقل بکثیر من القیمة السابقة.
ج- فحص مطابقة النموذج للبیانات:
تم فحص مطابقة النموذج للبیانات وذلک بالمقارنة بین استجابة الطلبة على مفردات المقیاس العربی لاضطراب النوم وتوقع نموذج الاستجابة المتدرجة، وذلک باستخراج مؤشر البواقی المعیاریة لرایت وماسترز (Wright & Master, 1982) وباستخدام دالة مربع کای وبدرجات حریة مقدارها 1، کمؤشر لحسن مطابقة المفردات. وجدول 4 یوضح تلک النتائج.
جدول 4
المؤشر العام للبواقی المعیاریة لمطابقة مفردات المقیاس العربی لاضطراب النوم مع نموذج الاستجابة المتدرجة (Graded Response Model)
المفردة المؤشر القیمة الاحتمالیة المفردة المؤشر القیمة الاحتمالیة
1 1,17 0,28 6 1,01 0,31
2 0,79 0,37 7 0,73 0,39
3 2,15 0,14 8 0,69 0,40
4 1,20 0,27 9 0,82 0,36
5 1,02 0,31 10 1,01 0,31
المؤشر العام 1,06
القیمة الاحتمالیة 0,30
یتضح من جدول 4 أن المؤشر العام للبواقی المعیاریة بلغ 1,06، وهی قیمة غیر دالة إحصائیا (0,30)، فی حین أن قیم مؤشرات البواقی المعیاریة لجمیع مفردات المقیاس العربی لاضطراب النوم کانت غیر دالة احصائیا مما یعطی مؤشرا على قدرة نموذج الاستجابة المتدرجة (Graded Response Model) على تفسیر استجابات الطلبة على کل مفردة من مفردات المقیاس وعلى المقیاس بجمیع مفرداته.
المعالجة الإحصائیة: لفحص تحقق افتراضات نظریة الاستجابة للمفردة تم استخدام الاتی:
o الحزمة الإحصائیة للعلوم الاجتماعیة SPSS لإجراء التحلیل العاملی الاستکشافی للمفردات بطریقة المکونات الاساسیة Principal Component Analysis للتحقق من أحادیة البعد.
o برنامج NOHARM لحساب مصفوفة البواقی Residual Matrix وایجاد قیمة الجذر التربیعی لمتوسطات مربعات البواقی Root Mean Square of Residual (RMSR) ومؤشر تاناکا Tanaka Index.
o فحص مطابقة نموذج الاستجابة المتدرجة (Graded Response Model, GRM) للبیانات بحساب مؤشر البواقی المعیاریة لرایت وماسترز Wright & Master، باستخدام برنامج الاکسل EXCEL.
o تقدیر معالم المفردات (التمییز، العتبات) وقدرات للأفراد باستخدام برنامج Multi-Log 7.03.
o معامل ارتباط بیرسون لحساب مدى ارتباط سمات الأفراد المقدرة لبیانات المقیاس العربی للنمط الصباحی-المسائی وبیانات المقیاس العربی لاضطراب النوم.
o استخدام برنامج 7.03 Multi-logلإیجاد دالة المعلومات المقدمة من کل مفردة من مفردات المقیاس ودالة المعلومات للمقیاس.
نتائج الدراسة ومناقشتها
نتائج السؤال الأول: "ما قیم تقدیرات معالم مفردات المقیاس العربی للنمط الصباحی- المسائی (العتبات والتمییز) وفق نموذج الاستجابة المتدرجة (Graded Response Model) لنظریة الاستجابة للمفردة؟"
للإجابة عن السؤال الأول، تم استخدام برنامج 7.03 Multi-logلإیجاد قیم تقدیرات معالم المفردات للمقیاس العربی للنمط الصباحی- المسائی، وذلک باستخدام نموذج الاستجابة المتدرجة (Graded Response Model)؛ حیث تم الحصول على مَعلَمة التمییز ومَعلَمة العتبات (الفواصل) لکل مفردة من مفردات المقیاس والبالغ عددها 21 مفردة. وتبین من التحلیل الأول حصول المفردات (2، 3، 6، 10، 14، 15، 16، 17، 18) على تمییز ضعیف جداً مما أثر على تقدیر مَعلَمة العتبات لتلک المفردات مع وجود خطأ معیاری مرتفع لتلک المعالم، وکعلاج لهذه المشکلة تم تثبیت مَعلَمة التمییز لتلک المفردات عند القیمة 1 وهذا من ضمن الاجراءات المستخدمه برمجیًا للتغلب على تلک المشکلة.
جدول 5
معالم العتبات والمتوسطات الحسابیة والتمییز لکل مفردة من مفردات المقیاس
المفردة التمییز العتبة1 العتبة2 متوسط العتبات المفردة التمییز العتبة1 العتبة2 متوسط العتبات
1 1.41 -0.35 0.50 0.07 12 1.37 -1.04 0.62 -0.21
2 1 -0.35 1.34 0.49 13 1.56 -0.84 0.56 -0.14
3 1 -0.38 1.37 0.49 14 1 -0.96 2.36 0.70
4 1.47 -0.71 0.63 -0.04 15 1 -1.00 0.38 -0.31
5 1.81 -0.88 0.06 -0.41 16 1 0.43 2.09 1.26
6 1 -0.68 1.14 0.23 17 1 -0.95 1.60 0.32
7 1.31 -0.28 0.70 0.21 18 1 -1.26 0.34 -0.46
8 1.44 -1.22 0.16 -0.53 19 1,17 -0.74 1.42 0.34
9 1.76 -0.67 0.45 -0.09 20 1,14 -0.83 1.00 0.08
10 1 -1.04 0.89 -0.01 21 2,04 -0.30 0.77 0.23
11 0.97 -0.84 0.74 0.03
توضح النتائج فی جدول 5 عدم وجود مفردات ذات تمییز سالب مما یدل على خلو المقیاس من مفردات غیر قادرة على التمییز بین النمط الصباحی- المسائی للطلبة وقد حصلت المفردات (1، 4، 5، 7، 8، 9، 11، 12، 13، 19، 20، 21) على تمییز عالی تجاوز الواحد الصحیح حیث تراوح بین 2,04 – 1,14. بینما حصلت بقیة المفردات على تمییز بلغ واحد صحیح، وحصلت المفردة رقم 11 على تمییز منخفض أقل من الواحد الصحیح (0.97)، وأن أکبر قیمة لمتوسط العتبات جاءت للمفردة 16حیث بلغت مقدارها 1.26 انحراف معیاری. وتعتبر أشد مفردة فی المقیاس العربی للنمط الصباحی- المسائی (أی أنها تتطلب مستوى عال من النمط الصباحی)، فی حین حصلت المفردة 8 على أقل قیمة لمتوسط العتبات حیث بلغت -0.53، (أی أنها تتطلب مستوى منخفض من النمط الصباحی) وهی ضمن المدى العملی 3 و-3. ونلاحظ من القیم السابقة أن مفردات المقیاس العربی للنمط الصباحی- المسائی تتمتع بشدة متوسطة وتمییز جید ضمن المدى العملی.
نتائج السؤال الثانی: "ما مؤشرات صدق المقیاس العربی للنمط الصباحی- المسائی لدى طلبة الصفوف 10 - 12 بسلطنة عمان؟"
للإجابة عن السؤال الثانی، تم التحقق من صدق المقیاس العربی للنمط الصباحی- المسائی من خلال مؤشرات الصدق التالیة:
2-1- الصدق الظاهری (face validity)
حیث تم عرض المقیاس العربی للنمط الصباحی- المسائی بصورته الأولیة على عدد (11) من المحکمین من ذوی الخبرة والاختصاص فی مجال القیاس والتقویم وعلم النفس التربوی للتأکد من أن مفردات المقیاس تقیس الهدف الموضوع لأجله من حیث دقة ووضوح صیاغة العبارات، ومناسبة العبارات للمرحلة العمریة للطلاب. تم حساب نسبة اتفاق المحکمین على ملائمة مفردات المقیاس العربی للنمط الصباحی- المسائی؛ حیث تراوحت نسبة اتفاق المحکمین بین 80% - 100%، تم تعدیل الصیاغة اللغویة لعدد من المفردات بحیث تتلاءم مع الفئة العمریة للطلبة (مجتمع الدراسة)، وذلک بناء على ملاحظات المحکمین، وعرض المقیاس مرة أخرى بعد تعدیل الصیاغة اللغویة على عدد 2 من المختصین فی مجال اللغة العربیة للاطمئنان على بقاء المفردة ضمن السیاق اللغوی المطلوب، وقد تم الإقرار ببقاء المفردة ضمن السیاق اللغوی المطلوب.
2-2- الصدق العاملی Factorial Validity
تم اخضاع مفردات المقیاس العربی للنمط الصباحی- المسائی البالغ عددها 21 مفردة للتحلیل العاملی الاستکشافی بطریقة المکونات الأساسیة Principal Component Analysis على عینة الدراسة البالغ عددها (ن= 1315) طالب وطالبة، حیث تتصف طریقة المکونات الأساسیة بقدرتها على الحصول على تشبعات دقیقة واستخراج أقصى کمیة من التباین لکل عامل، کما أنها تؤدی إلى أقل قدر ممکن من البواقی وتختزل مصفوفة الارتباط فی عدد قلیل من العوامل المتعامدة غیر المرتبطة. تم فحص مصفوفة الارتباطات حیث کانت القیمة المطلقة لمحدد مصفوفة الارتباط أکبر من 0.0001 حیث بلغت قیمة محدد المصفوفة 0.045. کما بلغت قیمة اختبار کایزر (Kaiser- Mayer- Olkin) 0.89 وهی قیمة أکبر من 0.50 مما یدل على ملائمة مصفوفة الارتباط للتحلیل العاملی، کما بلغت قیمة اختبار بارتلیت (Bartlett) 4052,54 بدرجات حریة 210 وقیمة احتمالیة <0.001 وهی قیمة دالة إحصائیا.
أشارت نتائج التحلیل العاملی الاستکشافی أن عبارات المقیاس العربی للنمط الصباحی- المسائی والبالغ عددها 21 تتشبع جمیعها فی عامل رئیسی واحد له جذر کامن یساوی 4,56 ویفسر 21,73% من التباین الکلی.
2-3- الصدق التلازمی
یتم حساب معامل الارتباط بین نتائج الاختبار الجدید ونتائج اختبار المحک الذی تم تطبیقه فی نفس وقت تطبیق الاختبار أو فی فترات قریبة ویستفاد من الصدق التلازمی فی التأکد من صدق الاختبار الجدید بناء على صدق المحک (الهویدی، 2015). وفی هذه الدراسة تم تطبیق المقیاس العربی لاضطرابات النوم فی نفس وقت تطبیق مقیاس الدراسة وعلى نفس عینة الدراسة البالغ عددها (1315) طالب وطالبة. وباستخدام برنامج 7.03 Multi-logتم ایجاد قیم السمات لجمیع الأفراد المطبق علیهم المقیاس، ثم حساب معامل ارتباط بیرسون بین مَعلَمة سمة الأفراد على المقیاس العربی للنمط الصباحی- المسائی وبین مَعلَمة سمة الأفراد على المقیاس العربی لاضطرابات النوم وذلک باستخدام برنامج SPSS.
وأشارت النتائج إلى ,وجود أرتباط سالب بین سمات الأفراد على المقیاس العربی للنمط الصباحی- المسائی وبین سماتهم على المقیاس العربی لاضطرابات النوم؛ حیث بلغ (-0.13)، وهو دال إحصائیا عند مستوى دلالة (0.05).
نتائج السؤال الثالث: "ما مؤشرات ثبات المقیاس العربی للنمط الصباحی- المسائی لدى طلبة الصفوف 10 - 12 بسلطنة عمان؟"
للإجابة عن السؤال الثالث، تم التحقق من ثبات المقیاس العربی للنمط الصباحی- المسائی بحساب الأتی:
3-1- حساب دالة معلومات کل مفردة من مفردات المقیاس
ویقصد بها مقدار المعلومات التی نحصل علیها من المفردة، کما تدل على مقدار المعلومات السیکومتریة التی تقدمها المفردة فی کل النقاط على متصل السمة الکامنة، وتحدد کمیة المعلومات المقدمة من المفردة من خلال تحدید أقصى ارتفاع لمنحنى دالة معلومات المفردة عند مستوى معین للسمة (θ)، کما ترتبط ارتباطاً عکسیاً بالخطأ المعیاری المتعلق بتقدیرات السمة عند مستوى السمة الکامنة (أحمد، 2014).
وباستخدام برنامج (Multilog) تم حساب دالة المعلومات المقدمة من کل مفردة من مفردات المقیاس العربی للنمط لصباحی- المسائی، ثم استخراج قیم المعلومات المقدمة لکل مفردة من مفردات المقیاس والسمة المقابلة لها، کما تمت دراسة الاشکال المتعلقة بدالة المعلومات لکل مفردة. وأشارت النتائج أن أقصى قدر من المعلومات المقدمة جاء للمفردة 21 (أفضل وقت عندی لأداء أعمالی ونشاطاتی هو وقت...) عند القیمة 1.18، بتمییز مرتفع بلغ 2.04 وبسمة بلغت قیمتها 0.2. تم ترتیب المفردات بناء على قیم معاملات التمییز فیها ترتیبا تصاعدیا، تبین أن المفردة ذات التمییز العالی تقدم معلومات أعلى من المفردة ذات التمییز المنخفض.
3-2- حساب دالة معلومات المقیاس والخطأ المعیاری للمقیاس
إن دالة معلومات الاختبار کما یعرفها لوجیمان Logemanm المذکور فی أحمد (2014) هی "مجموع دوال معلومات المفردات التی تشکل الاختبار"، وتقدم دالة معلومات الاختبار تقدیرا عن مدى جودة المفردات کلها، کلما زادت دالة المعلومات للاختبار عند درجة سمة معینة (θ) کان خطأ القیاس أقل عند مستوى السمة. ودالة المعلومات للمقیاس هی مقدار یتناسب عکسیاً مع الخطأ المعیاری فی التقدیر ویمکن توضیحه من خلال المعادلة التالیة:

حیث تمثل الخطأ المعیاری فی تقدیر السمة.
وتمثل دالة المعلومات للاختبار عند مستوى السمة.
وباستخدام برنامج (Multilog) تم حساب دالة معلومات المقیاس العربی للنمط الصباحی- المسائی، والشکل 3 یوضح دالة معلومات المقیاس.

شکل 3
دالة معلومات مقیاس النمط الصباحی- المسائی
یتضح من الشکل 1 ومن القیم المستخرجة من برنامج (Multilog) أن المقیاس یقدم معلومات أکثر عن المستویات المتوسطة للطلبة فی النمط الصباحی-المسائی بینما تقل المعلومات المقدمة من فقرات الاختبار للأفراد ذوی السمات الطرفیة فی النمط الصباحی-المسائی. کما ظهر أن أکبر قیمة لمعلومات الاختبار تساوی 11,01 عندما تکون السمة (θ) تساوى صفرا، فی حین جاءت قیمة الخطأ المعیاری 0.30 وهی تمثل الجذر التربیعی لمقلوب معلومات الاختبار.
3-3- معامل ثبات المقیاس حسب نظریة الاستجابة للمفردة
توفر نظریة الاستجابة للمفردة طریقة لحساب ثبات المقیاس، وهو معامل ثبات تقدیر سمات الأفراد على المقیاس یتم حسابه باستخدام المعادلة التالیة:

حیث تتراوح قیمة الثبات بین الصفر إلى الواحد الصحیح، کما أن برنامج (Multilog) یقوم بإجراء تلک المعادلة وحساب قیمة الثبات الخاصة بالمقیاس، وبالرجوع للبرنامج تبین أن قیمة معامل ثبات المقیاس العربی للنمط الصباحی- المسائی باستخدام نموذج الاستجابة المتدرجة (Graded Response Model) لنظریة الاستجابة للمفردة بلغت 0.89 وهی قیمة مرتفعة تدل على ثبات المقیاس العربی للنمط الصباحی- المسائی. کما تتفق نتیجة ثبات المقیاس العربی للنمط الصباحی- المسائی المحسوبة وفق نموذج الاستجابة المتدرجة والبالغ قیمتها 0.89 مع دراسة (Adan et al., 2005) التی أشارت إلى تمتع مقیاس النمط الصباحی- المسائی النسخة الاسبانیة بثبات جید بلغت قیمته 0.87 ودراسة کاظم (2011) حیث بلغت قیمة ألفا کرونباخ 0.86 لبیانات المقیاس العربی للنمط الصباحی- المسائی المطبق على طلبة جامعة السلطان قابوس.
نتائج السؤال الرابع: "ما درجات القطع لتصنیف فئات المقیاس العربی للنمط الصباحی- المسائی لدى طلبة الصفوف 10 - 12 بسلطنة عمان؟"
للإجابة عن هذا السؤال، تم تقسیم قیم سمات الطلبة باستخدام بیانات عینة الدراسة (ن=1315) إلى خمس فئات کما قسمها کاظم (2011) وباستخدام خاصیة نظریة الاستجابة للمفردة فی تقدیرها للسمات لتتبع التوزیع الطبیعی الاعتدالی بمتوسط صفر وانحراف معیاری واحد صحیح. تم حساب الدرجات الخام المقابلة لقیم السمة (θ) لتکون درجات القطع الخام، حیث تمثل متوسط التوزیع التکراری المشروط للدرجات الخام حسب قیم السمة (θ) بناء على نظریة الاستجابة للمفردة، وجدول 6 یبین تلک النتائج.
جدول 6
درجات القطع لسمات الأفراد فی المقیاس العربی للنمط الصباحی-
المسائی والأنماط المقابلة لها
الأنماط فئات السمة درجات القطع لقیم السمة درجات الخام المقابلة لقیم السمة التکرار نسبة التکرار
المسائی الکامل سمة منخفضة جداً -2 فأقل 21 إلى 24 11 0.84%
المسائی المعتدل سمة منخفضة -2 إلى -0.49 25 إلى 35 288 21.9%
المختلط سمة متوسطة - 0.50إلى 0.49 36 إلى 46 682 51.8%
الصباحی المعتدل سمة مرتفعة 0.50 إلى 1.99 47 إلى 57 322 24.5%
الصباحی الکامل سمة مرتفعة جداً 2 فأکثر 58 إلى 63 12 0.91%
أشارت النتائج أن نسبة 51.8% من أفراد عینة الدراسة جاءت بسمة متوسطة، وهی تمثل النمط الصباحی- المسائی المختلط انحصرت مقدار السمة لدیهم بین القیمة-0.50 والقیمة 0.49 فی حین مثل نمط الصباحی المعتدل نسبة 24.5% بسمة مرتفعة انحصرت بین القیمة 0.50 إلى القیمة 1.99، ومثل نمط المسائی المعتدل نسبة 21.9% بسمة منخفضة انحصرت بین القیمة -2 إلى القیمة –0.49. کما تقاربت نسبة أفراد العینة ذوی السمة المنخفضة جداً وذوی السمة المرتفعة جداً؛ حیث جاءت بنسبة 0.84% للسمة المنخفضة جداً الممثلة للنمط المسائی الکامل، و0.91% للسمة المرتفعة جداً الممثلة للنمط الصباحی الکامل، وهذا یتفق مع دراسة کاظم (2011) حیث جاء النمط المختلط هو النمط السائد بمعدل انتشار بلغ 47.65%.
مناقشة النتائج
هدفت الدراسة إلى التحقق من الخصائص السیکومتریة للمقیاس العربی للنمط الصباحی- المسائی باستخدام نموذج الاستجابة المتدرجة کأحد نماذج نظریة الاستجابة للمفردة. أوضحت النتائج المتعلقة بمعالم العتبات والتمییز لمفردات المقیاس العربی للنمط الصباحی- المسائی بأنها تتمتع بشدة متوسطة، فهی تتطلب مستوى متوسط من النمط الصباحی لدى افراد عینة الدراسة، کما دلت النتائج على تمتع مفردات المقیاس بتمییز جید، یقودنا ذلک إلى قدرة مفردات المقیاس إلى التمییز بین النمط الصباحی- المسائی لدى افراد العینة.
أشارت نتائج التحقق من صدق المقیاس بملائمة مفرداته من حیث الصیاغة وانتمائها للفئة العمریة لمجتمع الدراسة بناء على اتفاق عدد من المحکمین من ذوی الخبرة والاختصاص فی مجال القیاس والتقویم وعلم النفس، کما أشارت نتائج الصدق العاملی تشبع مفردات المقیاس فی عامل رئیسی واحد، وهذا یتفق مع دراسة کاظم (2011) التی دلت نتائجها إلى وجود عامل واحد سائد على بقیة العوامل، کما یتفق أیضا مع دراسة عبدالرحیم (2018) التی أشارت إلى تشبع بنود مقیاس نمط الشخصیة الصباحی- المسائی فی عامل رئیسی واحد. فی حین تختلف نتائج الدراسیة الحالیة مع دراسة (Voinescu, Coogan, & Orasan, 2010) التی أشارت نتائج التحلیل العاملی فیها إلى تشبع عبارات مقیاس النمط الصباحی- المسائی النسخة الرومانیة فی عاملین رئیسین.
کما اوضحت نتائج الصدق التلازمی إلى وجود ارتباط سالب بین سمات أفراد عینة الدراسة على المقیاس العربی للنمط الصباحی- المسائی وبین سماتهم على المقیاس العربی لاضطرابات النوم، وتتفق هذه النتیجة مع ما ورد فی دراسة کاظم (2011) والتی أشارت إلى وجود ارتباط سالب بین بیانات المقیاس العربی للنمط الصباحی- المسائی وبین بیانات المقیاس العربی لاضطراب النوم بلغ -0,28، مما یشیر إلى أن الطلبة ذوی السمات العالیة حسب بیانات المقیاس العربی للنمط الصباحی- المسائی یمتلکون سمات منخفضة حسب بیانات المقیاس العربی لاضطراب النوم، بمعنى أن الطلبة ذوی النمط الصباحی الکامل لا یعانون من اضطراب النوم بینما الطلبة ذوی النمط المسائی الکامل فهم یعانون من اضطراب النوم.
أشارت جمیع نتائج السؤال الثانی إلى تمتع المقیاس العربی للنمط الصباحی- المسائی بمؤشرات صدق جیدة وهذا یتفق مع دراسة کاظم (2011)، ودراسة کلا من فوینسکو (Voinescu et al., 2010) وعبد الرحیم (2018).
کما اظهرت دلالات ثبات المقیاس العربی للنمط الصباحی- المسائی تمتعه بقیمة ثبات جیدة، حیث اشارت نتائج حساب دالة المعلومات المقدمة من کل مفردة من مفردات المقیاس وجود عدد کبیر من المفردات قدمت مقدار عالی من المعلومات، وان المفردات ذات التمییز العالی تقدم معلومات أعلى من المفردات ذات التمییز المنخفض کما أشار الزبون والصرایرة (2017) أن الفقرة دات التمییزالعالی لدیها قدرة عالیة على التمییز بین مجموعتی المفحوصین العلیا والدنیا فکلما کان معامل التمییز للفقرة عالی أشار ذلک إلى قدرة الفقرة على تصنیف المفحوصین حسب ما لدیهم من سمة مما یقلل من الخطأ المعیاری فی التقدیر وبالتالی یزید من دالة المعلومات.
من خلال قیم دالة معلومات مفردات المقیاس ودالة معلومات المقیاس ککل، تبین بأن هناک تفاوت فی مقدار المعلومات المقدمة من کل مفردة من المفردات البالغ عددها 21 مفردة وان القیم القصوى لدالة معلومات المفردات جاءت مرتفعة، کما أن قیمة دالة المعلومات للمقیاس العربی للنمط الصباحی- المسائی جاءت أکبر ما یمکن عند مستوى السمة صفر مما یدل على أن المقیاس یعطی معلومات أکثر فاعلیة عند الطلبة ذوی السمة المتوسطة بینما کانت قیم دوال المعلومات المقدمة من المقیاس أقل ما یمکن عند السمة المرتفعة وعند السمة المنخفضة.
أن قیم دالة المعلومات تصل إلى أقصى قیمة لها عندما تکون قیمة السمة صفر أو قریبة من الصفر، کما تبین بأن قیمة الخطأ المعیاری کانت أقل ما یمکن عند مستوى السمة صفر، أی ان کمیة المعلومات المقدمة من المقیاس ککل تزداد بتناقص الخطأ المعیاری وبالتالی تزداد معها قیمة معامل ثبات المقیاس وهذا یتفق مع ما جاء فی دراسة ابو جراد (2016) التی استخدمت دالة المعلومات لفحص ثبات مقیاس السعادة المطور، وکما اوضحت دراسة حمد (2013) أن انخفاض قیمة دالة معلومات المقیاس بعد تزییف الاستجابات یعتبر مؤشرا إلى انخفاض ثبات المقیاس.
وقد تم حساب درجات القطع لسمات الأفراد فی المقیاس العربی للنمط الصباحی- المسائی والأنماط المقابلة لها، والتی تبین من خلالها تمثل النمط الصباحی- المسائی المختلط لدى ما یقارب من نصف افراد عینة الدراسة بنسبة 51.8%، کما تقاسم أفراد عینة الدرسة نسبة 46،4% فی تمثیل النمط الصباحی المعتدل، والنمط المسائی المعتدل.
التوصیات:
1. استخدام نموذج الاستجابة المتدرجة فی بناء المقاییس النفسیة والتربویة والإختبارات المحکیة، لقدرته فی الجمع بین الأنواع المختلفة من المفردات ویمنح مزید من المعلومات عن تلک المفردات.
2. استخدام المقیاس العربی للنمط الصباحی- المسائی للمساعدة فی تشخیص بعض المشکلات التربویة کضعف القدرة على الترکیز والانتباه، التأخر الدراسی، سوء تنظیم أوقات المذاکرة، قلة اداء الواجبات المدرسیة، من جانب علاقة تلک المشاکل بنمط الطلبة الصباحی- المسائی.
3. استخدام بیانات تطبیق المقیاس العربی للنمط الصباحی- المسائی، لدراسة تقییم تعلم الطلبة وارتباطها بالنمط.
4. استخدام المقیاس العربی للنمط الصباحی- المسائی مع مقاییس نفسیة کمقاییس التوافق والصحة النفسیة، ومقاییس الاضطرابات العصابیة.
المقترحات:
1. إجراء دراسة لمعرفة تأثیر حجم العینة وفق نظریة الاستجابة للمفردة على استقرار الخصائص السیکومتریة للمقیاس العربی للنمط الصباحی- المسائی.
2. دراسة مقارنة فی الخصائص السیکومتریة للمقیاس العربی للنمط الصباحی- المسائی بین الطلبة فی الجامعة وما قبل الجامعة.
3. دراسة الأداء التفاضلی وفق متغیر الجنس لمفردات المقیاس العربی للنمط الصباحی- المسائی.
4. إجراء مزید من الدراسات حول الخصائص السیکومتریة للمقیاس العربی للنمط الصباحی- المسائی بصورته النهائیة على عینات أوسع وفئات أخرى من المجتمع العمانی.

المراجع
أبو جراد، حمدی یونس (2016). تطویر قائمة أکسفورد للسعادة: دراسة سیکومتریة فی نظریة الاستجابة للمفردة. المجلة التربویة، الکویت، 30(118)، 109-140.
أحمد، میمی السید (2014). القیاس النفسی والتربوی. القاهرة: دار الکتاب الحدیث.
بنی عطا، زاید، والشریفین، نضال (2012). أثر اختلاف شکل توزیع القدرة على معالم الفقرة ودالة المعلومات للاختبار. المجلة الاردنیة فی العلوم التربویة، 8 (2)، 151-166.
بیکر، فرانک ب (2010). أسس نظریة الاستجابة للمفردة. الریاض: النشر العلمی والمطابع بجامعة الملک سعود.
التقی، أحمد محمد (2009). النظریة الحدیثة فی القیاس. عمان: دار المسیرة للنشر والتوزیع.
جواد، علی سلوم، وجاسم، مازن حسن (2014). البحث العلمی اساسیات ومناهج، اختبار الفرضیات، تصمیم التجارب. عمان: مکتبة المجتمع العربی للنشر والتوزیع.
الحجازین، نایل عید (2010). نماذج نظریة الاستجابة للفقرة متعددة التدریج متعددة الأبعاد وبرامجها الحاسوبیة. عمان: دار جلیس الزمان.
حمد، ماجد أنیس (2013). أثر تزییف الاستجابة فی مقیاس للشخصیة على خصائصه السیکومتریة وفق نظریة الاستجابة للفقرة (رسالة دکتوراه غیر منشورة). جامعة الیرموک: إربد.
الخوالدة، عبدالإله ناجی (2016). تطویر صورة أردنیة من اختبار الترابطات المتباعدة باستخدام نظریة الاستجابة للفقرة (رسالة ماجستیر غیر منشورة). جامعة الیرموک: إربد.
الزبون، حابس سعد، والصرایرة، راجی عوض (2017). أثر ترتیب فقرات اختبار الاختیار من متعدد وفقاً لمعالم الفقرة على تقدیر قدرة المفحوص ودالة المعلومات للاختبار وفقاً للنموذج ثلاثی المَعلَمة. مجلة جامعة الحسین بن طلال للبحوث، 3(1)، 191-206.
الزعبی، آمال أحمد (2017). بناء اختبار لقیاس مهارات التفکیر الناقد باستخدام نظریة استجابة المفردة. مجلة اتحاد الجامعات العربیة للتربیة وعلم النفس، سوریا، 15(3)، 55- 92.
الزید، جواهر محمد (2008). فاعلیة نظریة الاستجابة المفردة فی بناء الإختبارات: إعداد بنک أسئلة فی مقرر علم النفس التربوی (رسالة دکتوراه غیر منشورة). جامعة الإمام محمد بن سعود الإسلامیة، الریاض.
سیسال، ر. (2012). إتقان القیاس النفسی الحدیث النظریات والطرق (ترجمة صلاح الدین محمود علام). عمان: دار الفکر ناشرون وموزعون.
شراب، نبیلة عبد الرؤوف (2008). التنظیم الذاتی وعلاقته بنمط الشخصیة ذات النشاط الصباحی المسائی لدى طلاب کلیة التربیة. مجلة التربیة المعاصرة، 25 (78)، 91-132.
الشقصی، یعقوب بن زهران (2018). فعالیة مؤشرات مطابقة الفرد فی نماذج استجابة المفردة عند اختلاف قوة الارتباط الموضعی بین المفردات ونوع معالم النموذج
(رسالة ماجستیر غیر منشورة). جامعة السلطان قابوس، سلطنة عمان.
صالح، سلیمان سعد (2013). تدریج مفردات بعض مقاییس الاکتئاب باستخدام نظریة الاستجابة للمفردة. مجلة البحث العلمی فی الآداب (کلیة البنات جامعة عین شمس) مصر،14 (2)، 167 – 205.
الطیارة، بسام خالد (1999). النوم الصحی طریقک إلى السعادة. بیروت: مؤسسة المعارف.
عبدالرحیم، غادة إبراهیم (2018). تأثیر بعض المتغیرات الإیجابیة / السلبیة على نمط الشخصیة الصباحی- المسائی لدى عینة من طلاب الجامعة من الجنسین (رسالة دکتوراه غیر منشورة). جامعة الاسکندریة، مصر.
عرفان، أسماء عبدالمنعم أحمد (2009). دراسة سیکومتریة حول قیاس دافعیة الإنجاز باستخدام نظریة الاستجابة للمفردة. مجلة البحث العلمی فی التربیة، مصر، 10 (2)، 104-129.
العنزی، سعود بن شایش بشیرن (2012). استخدام نظریة استجابة المفردة فی تطویر اختبار کورنیل للتفکیر الناقد (رسالة دکتوراه غیر منشورة) جامعة طیبة، المدینة المنورة.
العنیزی، یوسف (2005). مناهج البحث التربوی بین النظریة والتطبیق. القاهرة: مکتبة الفلاح للنشر والتوزیع.
غانم، محمد حسن (2006). دراسات فی الشخصیة والصحة النفسیة (ج1). القاهرة: دار غریب للطباعة والنشر والتوزیع.
کاظم، علی مهدی (2011). المقیاس العربی للنمط الصباحی المسائی خصائصه السیکومتریة ومعدلات انتشاره لدى طلبة جامعة السلطان قابوس. مجلة دراسات نفسیة، 21(4)، 545-569.
محاسنة، ابراهیم محمد (2013). القیاس النفسی فی ظل النظریة التقلیدیة والنظریة الحدیثة. عمان: دار جریر للنشر والتوزیع.
نینلی، ف. (2006). دماغ التلمیذ (ترجمة محمد عودة الریماوی). عمان: المسیرة للنشر والتوزیع.
الهویدی، زید (2015). أساسیات القیاس والتقویم التربوی. بیروت: دار الکتاب الجامعی
وزارة التربیة والتعلیم (2017). الکتاب السنوی للإحصاءات التعلیمیة. مسقط: منشورات وزارة التربیة والتعلیم، سلطنة عمان.
Abdel-Khalek, A. (2008). The development and validation of the Arabic scale of insomnia (ASI). Sleep and Hypnosis, 10, 3-10.
Adan, A., & Almirall, H. (1990). Adaptation and standardization of a Spanish version of the morningness-eveningness questionnaire: individual differences. Personality and Individual Differences, 11(11), 1123-1130.
Adan, A., Caci, H., & Prat, G. (2005). Reliability of the Spanish version of the composite scale of morningnes. European Psychiatry 20,
Besoluk, S. (2011). Morningness–eveningness preferences and university entrance examination scores of high school students. Personality and Individual Differences, 50, 248-252.
Cavaller, G. M., & Giudici, S. (2008). Morningness and eveningness personality: A survey in literature from 1995 up till 2006. Personality and Individual Differences 44, 3–21.
Koscec, A., Radosevic-Vidacck, B., & Kostovic, M. (2001). Morningness-eveningness across two student generations: Would two decades make a difference? Personality and Individual Differences, 31, 627-638.
Lord, F. M. (1980). Application of item Response Theory to practical Testing problems. Hillsadle. New Jersey: Laerence Erlbaum Associate.
Randler, C. (2008). Morningness–eveningness, sleep–wake variables and big five personality factors. Personality and Individual Differences, 45, 191-196.
Smith, C. S., Reilly, C., & Midkiff, K. (1989). Evaluation of three circadian rhythm questionnaires with suggestions for an improved measure of morningness. Journal of Applied psychology, 74(5), 728-738.
Voinescu, B. I., Coogan, A. N., & Orasan, R. (2010). Psychometric properties of the Romanian version of the composite scale of morningness in healthy adults. Cognition, Brain, Behaviour: An Interdisciplinary Journal, 14, 37-46.
Warm, T. A. (1978). A Primer of Item Response Theory. Technical Report 940279, Cost Guard Inst, Oklahoma City, Okla.
Wright, B. D., & Masters, G. N. (1982). Rating scale analysis. Chicago: MESA Press.
Yen, W. (1992). Scaling performance assessments: Strategies for managing local item dependence. Journal of Educational Measurements, 30(3), 187-213.