آزمون ماتریس های پیشرونده ریون پیشرفته

چکیده

آزمون هوشی ماتریس های پیشرونده ریون از آزمون های معتبر هوشی است که به منظور سنجش و اندازه گیری هوش کلی ( عامل g) از پایایی و روایی قابل قبولی برخوردار است. فرم پیشرفته این آزمون برای سنجش هوش افراد درخشان و برجسته ( از نظر هوشی) و دانشجویان، ابزار سودمندی محسوب می شود. هدف این پژوهش آن بود که پایایی و روایی این آزمون برای سنجش هوش دانشجویان بررسی شود و سپس معادل های بهره هوشی نمرات خام افراد به دست آید. به همین منظور، از جامعه آماری دانشجویان مشغول به تحصیل دانشگاه آزاد اسلامی واحد خوراسگان در سال تحصیلی 85-1384 یک نمونه 707نفری به روش تصادفی انتخاب شدند و مورد آزمون قرار گرفتند. نتایج به دست آمده نشان داد که آزمون ماتریس های پیشرونده ریون پیشرفته به منظور اندازه گیری هوش عمومی دانشجویان از پایایی و روایی معناداری ( 0/01> P) برخوردار است.
با استفاده از روش محاسبه نمرات استاندارد ( نمرات Z )، معادل های بهره هوشی در مقیاس هوشی و کسلر با میانگین 100 و انحراف معیار 15 به دست آمد. همچنین بین میانگین نمرات خام دختران و پسران در این آزمون تفاوت معناداری (0/01>P) مشاهده نگردید. مقایسه میانگین نمرات خام آزمودنی ها در سنین مختلف نشان داد که بعد از 18 سالگی تفاوت معناداری بین میانگین نمرات وجود ندارد.
کلید واژه ها: ماتریس های پیشرونده ریون، هنجاریابی، روایی، پایایی، دانشجویان، آزمون هوش

مقدمه

در صد سال اخیر مطالعه و اندازه گیری هوش از موضوعات عمده پژوهش در زمینه بهره هوشی2 بوده است. در مورد اینکه چه چیز بهره هوشی را تشکیل می دهد، یا چگونه اندازه گیری می شود میان پژوهشگران توافق روشنی وجود ندارد ( مورساند3، 1999).
بر اساس نظر اسپیرمن4 تمامی کنش های هوشی در قالب دو دسته از عوامل، عامل عمومی (g) و تعدادی عوامل اختصاصی (s) تجزیه و تحلیل می شوند. به این دلیل یک بخش از آن عامل عمومی نام گرفته که اگر چه این عامل از فردی به فرد دیگر به سهولت تغییر می کند، اما در هر فردی نسبت به تمامی توانش های همبسته ثابت است ( آناستازی5، 1965).
آزمون ماتریس های پیشرونده ریون6(RPM)، هم فرم استاندارد و هم فرم پیشرفته آن، از آزمونهای توانایی استدلال کلی است که یکی از دقیق ترین و معتبرترین اندازه های هوش عمومی را به دست می دهد ( کارپنت7و همکاران 1990) . این آزمون از جمله آزمونهای هوش غیرکلامی است که ریون در انگلستان ساخته است.
فرم خاصی از این آزمون با عنوان ماتریس های پیشرونده پیشرفته به طور اختصاصی برای تمایز بین افرادی که در سطوح متوسط و بالاتر توزیع هوشی قرار گرفته اند، طراحی شده است. این فرم دو مجموعه سوال و دو دفترچه جداگانه دارد. دفترچه اول با 12 سوال فقط برای تعیین تفاوت بین افرادی که دارای هوش های متفاوتی هستند، تهیه شده است. در حالی که دفترچه دوم بلندتر و دارای 36 سوال است و یک تمایز خالص تر 8 و دقیق تر میان افراد را نشان می دهد. در این فرم نیز هر سوالی تشکیل شده از تصاویر و شکلهای سازماندهی شده در یک ماتریس ( مستطیل شکل) با خانه های سه سطر در سه ستون که آخرین ( نهمین) خانه همیشه خالی است. محتوای شکلی هشت خانه دیگر با استفاده از قوانین انتزاعی و اختیاری مشخص شده اند که باید آن قوانین را آزمودنی کشف کند و بر اساس آن نهمین خانه مشخص گردد. شش تا هشت گزینه برای هر سوال در نظر گرفته شده است. برای پاسخ به این سوالها ظرفیت فرد برای استدلال انتزاعی به ویژه توانایی غالب آمدن بر ارتباطات عناصر هر سوال، شناسایی قوانین اساسی به وجود آورنده آنها و استفاده ازآن به منظور تعیین پاسخ درست ضروری است.
از این آزمون هم اکنون که جدول هنجاریابی شده در ایران در دست است که در راهنمای آن ذکر گردیده که معیارهای آن بر اساس عملکرد 2561 دانش آموز مقطع راهنمایی و متوسطه 12 تا 18 ساله شهر تبریز به دست آمده و باید در تعیین هوشبهر و رتبه های درصدی شهرهای دیگر بر اساس این معیارها احتیاط لازم به عمل آورد.
در دو دهه گذشته محققان تلاش کرده اند تا بفهمند افراد چگونه سوالهای آزمون ریون را پاسخ می دهند، چرا توانایی افراد در پاسخ به این آزمون متفاوت است و نیز چرا سوالها از نظر دشواری متفاوت هستند؟( مئو9 و همکاران 2006). کارپنتر و دیگران (1990) تجزیه و تحلیلی بر روی سوالهای این آزمون انجام دادند و یک دسته بندی از قواعد ارائه دادند. برای مثال، در قاعده ثبات و یکسانی در سطر، جزء مشابه در تمام سطرها وجود دارد و تغییرات در ستون ها صورت می گیرد.
ماتزن، مولن و دادینک10 ( 1994) سه دسته از خطاهای آزمودنی به هنگام پاسخ به ماتریس های ریون پیشرفته را به شرح زیر دسته بندی کردند:
1-اشتباه ارتباط ناقص11 : اشتباهی که به واسطه آن گزینه انتخاب شده فقط برخی از خصوصیات گزینه صحیح و نه همه آن را دارد.
2-اشتباه قاعده غلط12: اشتباهی که در آن اگر چه گزینه انتخابی دارای عناصری از ماتریس است، اما هیچ یک از این عناصر پاسخ صحیح را به وجود نمی آورند.
3-اشتباه تکرار13: اشتباهی که در آن گزینه انتخاب شده از یکی از سه خانه مجاور خانه خالی کپی شده است.
4-اشتباه جزء اضافی14: اشتباهی که به واسطه آن گزینه انتخاب شده دارای ویژگی هایی است که در ماتریس واقعی وجود ندارد.
ماتزن و همکاران ( 1994) نشان دادند که اشتباه ارتباط ناقص شایعترین اشتباهی است که در بین کودکان دیده می شود. این یافته با فرضیات کارپنتر و دیگران (1990) که در مورد حافظه بیان کرده اند هماهنگ است. آنان معتقد بودند که ظرفیت ناکافی حافظه منجر به اشتباه در مورد تمام قواعد و در نتیجه انتخاب یک پاسخ نادرست می شود. اکثر تحقیقاتی که به مقایسه عملکرد افراد در آزمون هوشی ریون با عملکرد آنها در سایر آزمونهای هوشی پرداخته اند، بر اساس این قاعده بوده است که آزمون ریون اندازه ای از هوش عمومی به دست می دهد.
تلاشهای صورت گرفته برای تعیین دقیق تر آنچه ریون اندازه می گیرد، نتایج پیچیده و مبهمی به دست داده است. یک استثنا در این زمینه ارتباط بین ریون و تواناییهای فضایی15 افراد است. شواهد قوی و مناسبی از اشباع بودن این آزمون از عامل فضایی و همبستگی آن با سایر تواناییهای فضایی وجود دارد ( هرتزوگ16 و همکاران 1982).
شواهد مربوط به ارتباط بین آزمون ریون و حافظه پیچیده و مبهم است.
این ابهام ناشی از وجود برخی مطالعات است که این ارتباط را نشان داده اند ( برای مثال بالتز و بارک17) اما سایر یافته ها این ارتباط را نشان نداده اند ( برای مثال کاربای و داس18، 1978).
لاین و آیرینگ19 (2004) با استفاده از مطالعات به چاپ رسیده بین 1939 تا 2002، در یک فراتحلیل 20 گزارش دادند که متوسط تفاوت بهره هوشی در دو جنس زن و مرد تقریبا 4/7 نمره در مقیاس بهره هوشی است.
آباد21 و همکاران (2004) یک برتری معادل 4/03 نمره بهره هوشی، و کولوم22 و همکاران (2004) یک برتری معادل 4/3 نمره بهره هوشی در مردان را گزارش کردند.
مکینتاش و بننت23 (2005) یک متوسط برتری معادل 6/4 نمره بهره هوشی در مردان نشان دادند اگر چه نکته جالب توجه مطالعه آنها این بود که عملکرد بهتر مردان فقط برای برخی از موضوع سوالها از نظر آماری معنادار بود. این مولفان سوالها را بر اساس قواعد پیشنهادی کارپنتر و همکارانش ( 1990) دسته بندی کردند و برتری مردان در قواعد افزایش / کاهش جفت خانه ها و توزیع دو ارزش را نشان دادند. مطالعه کولوم و آباد (2006) تفاوت میانگین در دو جنس را معادل 4/9 نمره بهره هوشی برای تمام سوالها نشان دادند.
رنه24 ( 2002) در پژوهشی تفاوتهای سنی در انواع اشتباههای پاسخگویی به ماتریس های پیشرفته ریون را تحلیل کرد. در این تحلیل سه گروه سنی ( جوان 18 تا 30 سال، میانسال 31 تا 59 سال و سالمند 60 تا 90 سال) و سه گروه توانایی ( پایین با نمرات 1 تا 10، متوسط با نمرات 11 تا 17 و بالا با نمرات 18 تا 31) مقایسه شدند. نتایج نشان داد که بزرگسالان همه سنین اشتباه های مشابهی را در پاسخ به سوالات بروز دادند، اما بزرگسالانی که از سطوح مختلف توانایی برخوردار بودند خطاها و اشتباه های متفاوتی نشان دادند.
بورس و وینگنا25 ( 2001) آزمون پیشرفته ریون را روی 67 نفر زن و مرد 26 تا 79 ساله در سه زمان مختلف اجرا کردند. اگر چه نمره کل آزمون پایایی بالایی را در سه زمان نشان داد، اما پایایی اکثر سوالها به طور جداگانه به شدت پایین بود. از دیگر نتایج این پژوهش این بود که نمرات افراد در این آزمون در طی زمانهای مختلف افزایش نشان داد، به این صورت که میانگین نمره در دومین بار بزرگتر از بار اول ،و در سومین بار بزرگتر از باردوم به دست آمد. در این پژوهش میانگین نمرات بار اول 18/51و انحراف معیار 6/34، میانگین بار دوم 20/45 و انحراف معیار 6/46 و بالاخره میانگین نمرات بار سوم 21/85 و انحراف معیار 7/04 به دست آمده است.
مولوی ( 1372) در مطالعه ای با عنوان « هنجاریابی مقدماتی و مطالعه پایایی و اعتبار ماتریس های پیشرونده استاندارد ریون در نمونه ای از دانش آموزان اصفهان و شهر بابک» این آزمون را روی یک نمونه 248 نفری از آزمودنیهای 8 تا 13 سال اجرا کرد و به این نتایج دست یافت که تفاوتهای بین میانگین های این تحقیق و میانگین های کودکان انگلیسی در گروه های سنی 8 تا 11 در سطح 1 درصد و بین میانگین های کودکان انگلیسی و آمریکایی در گروه های سنی 9 تا 12 در سطح 5 درصد و بین میانگین های همین تحقیق و تحقیق براهنی ( 1351) در گروه های سنی 9 تا 13 در سطح 1 درصد معنادار بودند.
هدف از انجام این پژوهش آن بود که به دو سوال اساسی در ارتباطات با کاربرد این آزمون در مراکز مشاوره دانشگاه و استفاده از آن به عنوان یک آزمون هوشی در مورد دانشجویان پاسخ داده شود:
الف) آیا آزمون ماتریس های پیشرونده ریون پیشرفته برای سنجش هوش کلی ( عامل g) دانشجویان از پایایی26 و روایی27 لازم برخوردار است؟
ب) در صورت نرمال بودن توزیع نمرات خام آزمودنیها، معادل های بهره هوشی بر اساس نمرات استاندارد سنی 28 در مقیاس هوشی و کسلر با میانگین 100 و انحراف معیار15، شامل چه مقادیری است؟ سوالات جزئی نیز به این شرح مطرح شده است:
1- میزان پایایی آزمون ماتریس های پیشرونده ریون پیشرفته به منظور سنجش هوش دانشجویان دانشگاه آزاد خوراسگان چقدر است؟
2-میزان روایی آزمون ماتریس های پیشرونده ریون پیشرفته به منظور سنجش هوش دانشجویان دانشگاه آزاد خوراسگان چقدر است؟
3-آیا بین میانگین نمرات خام دانشجویان دختر و پسر در آزمون ماتریس های پیشرونده ریون پیشرفته تفاوت معناداری وجود دارد؟
4-معدل های بهره هوشی نمرات خام دانشجویان دانشگاه آزاد خوراسگان در آزمون ماتریس های پیشرونده ریون پیشرفته در مقیاس وکسلر با میانگین 100 و انحراف معیار 15 چه مقادیری است؟

روش

پژوهش انجام شده از نوع هنجاریابی و با هدف تعیین روایی و پایایی آزمون هوشی بود. جامعه آماری پژوهش کلیه دانشجویان دختر و پسر دانشگاه آزاد خوراسگان در سال تحصیلی 85-1384 بود که در رشته های تحصیلی مختلف مشغول تحصیل بودند.
با استفاده از روش برآورد حجم نمونه بر اساس حجم جامعه، یک نمونه 707 نفری از دختران و پسران دانشجو مورد آزمون قرار گرفتند. نمونه پژوهش با استفاده از روش تصادفی منظم انتخاب گردید. روش نمونه گیری به این صورت بود که با مراجعه آزمونگر به کلاسهای درس دانشجویان و با هماهنگی با استاد درس، تعدادی از آنها بر اساس فهرست اسامی به روش انتخاب تصادفی منظم انتخاب و در یک کلاس جداگانه مورد آزمون قرار می گرفتند.
ابزارهای اندازه گیری در این پژوهش فرم پیشرفته آزمون هوشی ماتریس های پیشرونده ریون و بخش کلامی مقیاس هوشی و کسلر بزرگسالان بود.
با استفاده از روشهای توصیف آماری، میانگین نمرات، انحراف معیار و خطای معیار میانگین نمرات خام آزمودنیها به صورت جدولهای آماری ارائه گردید.
برای بررسی معنادار بودن تفاوت میانگین نمرات خام آزمودنیهای دختر و پسر از آزمون آماری t برای گروههای مستقل استفاده گردید. همچنین با استفاده از روش تبدیل نمرات خام به نمرات استاندارد Z معادل های بهره هوشی به صورت هوشبهر انحرافی به دست آمد.

ـ نتایج

پس از اجرای آزمون و نمره گذاری پاسخنامه ها، داده های به دست آمده تجزیه و تحلیل آماری شد. میانگین، خطای معیار میانگین و انحراف معیار نمرات خام به شرح جدول 1 به دست آمد:
جدول 1- میانگین، خطای معیار میانگین، انحراف معیار و چارک های نمرات خام آزمودنیها

آماره	مقدار عددی
میانگین	55/18
خطای معیار میانگین	2/0
انحراف معیار	44/5

ـ پایایی آزمون

به منظور به دست آوردن میزان پایایی آزمون، با استفاده از روش بازآزمایی یک گروه 50 نفره از آزمودنیها به روش تصادفی انتخاب و در دو نوبت به فاصله زمانی 2 ماه مورد آزمون قرار گرفتند، سپس ضریب همبستگی بین نمرات خام حاصل از دو مرحله آزمون گیری محاسبه و مقدار آن 0/91+ به دست آمد که در سطح 0/01 معنادار بود.
تجزیه و تحلیل سوالهای آزمون از طریق بررسی میزان هماهنگی درونی سوالات و با استفاده از محاسبه ضریب آلفای کرونباخ نشان داد که سوالات آزمون از هماهنگی درونی برخوردار است. ضریب آلفای آزمون 0/827 به دست آمد.

ـ روایی آزمون

به منظور تعیین روایی آزمون، شواهد همبستگی روایی ملاکی همزمان مورد استفاده قرار گرفت. روش کار به این صورت بود که ضریب همبستگی بین نمرات 60 نفر از آزمودنیها در آموزش هوشی و کسلر بزرگسالان ( بخش کلامی) و نمرات آنان در آزمون ماتریس های پیشرونده ریون پیشرفته محاسبه گردید.
مقدار عددی ضریب همبستگی 0/73+ به دست آمد که در سطح 0/01 معنادار بود. بنابراین با توجه به معنادار بودن ضریب به دست آمده، می توان نتیجه گرفت که آزمون ماتریس های پیشرونده ریون پیشرفته برای سنجش میزان هوش دانشجویان و به دست آوردن بهره هوشی آنان از میزان روایی قابل قبولی برخوردار است.

مقایسه نمرات خام دختران و پسران

نتایج مقایسه میانگین نمرات خام آزمودنیهای دختر و پسر در این آزمون در جدول 2 نشان داده شده است.
جدول 2- خلاصه اطلاعات آزمون آماری t مستقل برای دو گروه دختر و پسر

متغیر پژوهش	تعداد	میانگین	t	درجه آزادی	تفاوت دو میانگین	احتمال وجود تفاوت معنادار
دختر	پسر	دختر	پسر
نمره خام	503	204	33/18	22/19	89/1	705	89	59/0

داده های جدول 2 نشان می دهد که مقدار t به دست آمده ( 1/89) از مقدار بحرانی t با درجه آزادی 705 ( 2/57) کوچکتر است. بنابراین تفاوت مشاهده شده از نظر آماری معنادار نبوده و بین میانگین نمرات خام دختران و پسران در فرم پیشرفته آزمون هوشی ماتریس های پیشرونده ریون تفاوت معناداری مشاهده نگردید. به دلیل وجود نداشتن تفاوت معنادار بین میانگین نمرات، نیازی به ارائه جدولهای هنجاری جداگانه نبود.

معادل های بهره هوشی نمرات خام

به دست آوردن معادل های بهره هوشی در مقیاس هوشی و کسلر ( میانگین 100 و انحراف معیار 15) و تهیه جدول هنجاری از دیگر یافته های پژوهش بود. نمودار ستونی 1 نشان می دهد که اگر چه توزیع نمرات خام آزمودنیها کاملاً همانند توزیع بهنجار نیست، اما اکثر نمرات در وسط توزیع و اطراف میانگین قرار گرفته و نمرات بسیار پایین و بسیار بالا از فراوانی پایینی برخوردار است. انباشت افراد در وسط توزیع و اطراف میانگین نشان دهنده کج نبودن نمودار توزیع نمرات خام است.

نتایج این بخش به صورت معادلهای بهره هوشی در جدول 3 آمده که از آن می توان به عنوان مرجعی برای تعیین بهره هوشی دانشجویان ( بالای 18 سال) استفاده کرد. مقایسه میانگین نمرات خام سنین مختلف نشان داد که میانگین نمرات خام از 18 تا 35 سالگی که آزمودنیهای این پژوهش را شامل می شد تفاوت معناداری را نشان نمی دهد. به همین دلیل نیازی به تهیه جدولهای سنی جداگانه نبود.
جدول 3- نمرات خام و معادل های بهره هوشی سنین 18 تا 35 در فرم پیشرفته آزمون ماتریس های پیشرونده ریون

نمره خام	بهره هوشی	نمره خام	بهره هوشی	نمره خام	بهره هوشی
15	90	22	110	29	129
16	93	23	112	30	132
17	96	24	115	31	134
18	98	25	118
19	101	26	121
20	104	27	123
21	107	28	126

ـ بحث و نتیجه گیری

تجزیه و تحلیل آماری سوالات و محاسبه ضریب آلفای کرونباخ نشان داد که سوالات آزمون از هماهنگی و تجانس درونی لازم و کافی برخوردار است.
پایایی فرم پیشرفته آزمون هوشی ماتریس های پیشرونده ریون به روش بازآزمایی، مورد آزمون قرار گرفت.
بدین منظور ضریب همبستگی دو بار اجرای آزمون محاسبه و مقدار آن 0/91 به دست آمد که در سطح 0/01 معنادار بود. در پژوهش بورس و ویگنا با استفاده از فرم پیشرفته ماتریس های پیشرونده ریون در سه زمان مختلف، میانگین نمرات خام آزمودنیها در دفعه اول 18/51، دفعه دوم 20/45 و دفعه سوم 21/85 به دست آمد، که نشان دهنده میزان بالای پایایی این آزمون است و با نتایج به دست آمده در این پژوهش همخوانی دارد.
با استفاده از مقیاس هوشی و کسلر بزرگسالان ( بخش کلامی ) و محاسبه ضریب همبستگی آن با نمرات خام آزمودنیها در فرم پیشرفته ماتریس های ریون، روایی آزمون 0/73+ به دست آمد. این یافته با نظر آناستازی ( ترجمه براهنی، 1371) که معتقد است همبستگی آزمون ریون با آزمونهای کلامی و عملی هوشی بین 0/40 تا 0/75 متغیر است و میزان همبستگی آن با آزمونهای عملی بیشتر از کلامی است، همخوانی دارد.
اکثر تحقیقاتی که به مقایسه عملکرد افراد در آزمون هوشی ریون با عملکرد آنها در سایر آزمونهای هوشی پرداخته اند، بر اساس یک اعتقاد بوده است که آزمون ریون اندازه ای از هوش کلی ( عامل g) به دست می دهد. همچنین نتایج نشان داده اند که بین ریون و تواناییهای فضایی افراد ارتباط بالایی وجود دارد. شواهد قوی و مناسبی وجود دارد از اشباع بودن این آزمون از عامل فضایی و اینکه با سایر تواناییهای فضایی همبستگی دارد.
بنابراین به نظر می رسد اگر برای تعیین روایی این آزمون از آزمون دیگری استفاده شود که سوالهای آن از نوع تکالیف و مسائل دیداری باشد، ضریب همبستگی بالاتری به دست آید.
میانگین نمرات خام آزمودنیهای پسر در این آزمون برابر با 19/22 و میانگین آزمودنیهای دختر 18/33 به دست آمد، آزمون آماری t برای گروه های مستقل مورد استفاده قرار گرفت و نتیجه آن نشان داد که تفاوت بین دو میانگین معنادار نیست. در فراتحلیل لاین و آیرینگ (2004)، متوسط تفاوت بهره هوشی در دو جنس زن و مرد تقریباً 4/7نمره در مقیاس بهره هوشی گزارش گردید. آباد و همکاران ( 2004) نیز در بین مردان یک برتری معادل 4/03 نمره بهره هوشی به دست آوردند، در حالی که کولوم و همکاران (2004) یک برتری معادل 4/3 نمره بهره هوشی در مردان را گزارش کردند. همچنین مکینتاش و بننت (2005) متوسط برتری در مردان را معادل 6/4 نمره بهره هوشی پسران به میزان 2/48 نمره بهره هوشی بیشتر از دختران به دست آمد، اما این تفاوت معنادار نبود ( میانگین بهره هوشی پسران در این پژوهش برابر با 101/87و دختران 99/39به دست آمد).
در ارتباط با همخوانی و یا ناهمخوانی یافته های پژوهش های قبلی با نتایج این پژوهش ذکر این نکته ضروری است که هیچ یک از پژوهشگران درگزارش خود از معنادار بودن این تفاوتها سخنی به میان نیاورده اند و در این ارتباط نمی توان گفت آیا این تفاوتها معنادار است یا نه. بنابراین صرف نظر از معنادار بودن تفاوتها می توان مطرح کرد که نتایج این پژوهش در رابطه با برتری عملکرد پسران نسبت به دختران در این آزمون، با نتایج مطالعات قبلی هماهنگی و همخوانی دارد.
از آنجایی که میانگین نمرات خام به دست آمده در این آزمون 18/55است، این مقدار با یافته مطالعه بورس و وینگنا (2001) که در آن میانگین دفعه اول 18/51 به دست آمده است همخوانی دارد. به این ترتیب می توان از این یافته نتیجه گرفت که فرم پیشرفته ماتریس های پیشرونده ریون وابسته به فرهنگ نیست.
منابع تحقیق:
ـ آناستازی، آن. (1965)، تفاوتهای فردی، ترجمه جواد طهوریان، ( 1371)، مؤسسه چاپ و انتشارات آستان قدس رصوی، مشهد.
ـ آناستازی، آن. روان آزمایی، ترجمه محمد نقی براهنی، (1371)، انتشارات دانشگاه تهران.
ـ مولوی، حسین. (1372)،« هنجاریابی مقدماتی و مطالعه پایایی و اعتبار ماتریس های پیشرونده استاندارد ریون در نمونه ای از دانش آموزان اصفهان و شهر بابک»، مجله پژوهش دانشگاه اصفهان « علوم انسانی»، جلد پنجم، زمستان.
Abad et al., 2004 F.J. Abad,R.Colom, I. Rebollo and S. ESCORIAL,Sex differential item functioning in the Ravens Advanced Progressive Matrices: Evidence for bios, personality and Individual Differences 36(2004)(6),pp1459-1470
Baltes, P.B., Cornelius,S.W., Spiro, A., Nesselroade,J.R. and Willis, S.L., 1980. Integration versus differentiation of fluid/ crystallized intelligence in old age. Development psychology 16, PP 625-635
Bors & Vigneau, 2005 F. Vigneau and D.A. Bors,Item in context: Assessing the dimensionality of Raven,s Advanced aparogressive Matrices, Educational and Psychological Measurement 65 (2005) (1), pp 109-123
Carpenter et al., P.A. Carpenter, M.A. Just and P.Shell,What one intelligence-test measure- A theoretical account of the processing in the Raven Progressive Matrices Test,Psychological Review 97 (1990) (3),pp 404-431
Colom et al,. 2004 R. Colom, S. Escorial and I.Rebollo, Sex differences on the progressive Matrices are influenced by sex differences on spatial ability, personality and Invidual Differences 37 (2004) (6), pp 1289-1293
Kirby, J.R. and Das,J.P., 1978. Information processing and human abilities, journal of Educational psychology 70,pp. 58-66
Hertzog,C. And Carter, L., 1982. Sex differences in the structure of intelligence: a confirmatory factory analysis. Intelligence 6,pp.287-303
Lynn et al,. 2004 R.Lynn,J. Allik and P. Irwing, Sex difference on three factos identified in Raven,s Standard Progressive Matrices,Intelligence 32 (2004), pp. 411-424
Mackiintosh and Bennett, 2005 N.J. Mackintosh and E,S. Bennett, What do Raven,s Matrices meadure? An analysis in terms of sex differences, Intelligence 33 (2005), pp. 663-674
Meo (2006) Maria, Maxwell J.Roberts and Francessco S. Marucci, Element sakience as a predictor of item difficulty for Raven,s Progressive Matrices, Intelligence.Article in press
Moursund, D.G. (1999). Project-based Learning Information Technology. Eugene, Oregon. Available Frome www.findarticles.com Renee L. Babcock., (2007), Analysis of age difference in types of errors on the Raven,s Advanced Progressive Matrices, intelligence 35 (2007), pp. 183-185
Matzen Vodegel, L.B.L., van der Molen, M.W. and Duddink, A.C.M., (1994). Error analysis of Rsven test performsnce.Personality and Individual Differences 16,pp. 433-445

پی‌نوشت‌ها:

*مقاله از طرح پژوهشی مصوب معاونت پژوهشی دانشگاه آزاد اسلامی خوراسگان استخراج شده است.
1-استادیار دانشگاه آزاد اسلامی واحد خوراسگان Email: Rahmani Jahanbakhshyahoo.com
2-Intelligence Quatient
3-Moursund
4-Spearman
5-Anastasi
6-Rsven,s progressive mstrices
7-Carpenter
8-finter
9-Meo
10-Matzen & Molen & Dudink
11-Incomplete correlate error
12-the wrong principle error
13-the repetition error
14-additional element
15-spacial abilities
16-Hertzog
17-Baltez & Burke
18-Kirby & Das
19-Lynn & Irwing
20-Meta analysis
21-Abad
22-Colom
23-Mackintosh & Bennett
24-Renee
25- Bors & Vigneau
26-Reliability
27-Validity
28-Standerd age scores (SAS)

منبع مقاله :دانش و پژوهش در روانشناسی، فصلنامه علمی پژوهشی، دانشگاه آزاد اسلامی واحد خوراسگان، شماره 34، زمستان 1386