komponensek esetében, amelyek mérésére már létezik valid mérőeszköz, viszonylag könnyebb feladat az új mérőeszközök validálása. Ilyen esetek-ben a validálás alapjául a korábbi mérőeszköz szolgál. Ennek kritériuma pedig az, hogy az új mérőeszköz jó közelítéssel ugyanazokat a különbsége-ket mutassa az egyének között, mint a korábbi mérőeszköz. Ennek statisz-tikai mutatója lehet például az eszközök közötti erős korreláció (Gliner és Morgan, 2000).
Az Elsajátítási motiváció kérdőívek eredeti amerikai változatait meg-figyelésre alapozó laboratóriumi vizsgálatok alapján validálták. Az anyák kérdőíves jellemzése és a strukturált elsajátítási szituációban mért kitar-tás között szignifikáns, közepes erősségű korrelációt kaptak (Morgan, Mas-lin-Cole, Harmon, Busch-Rossnagel, Jennings, Hauser-Cram és Brock-man, 1996).
Az eDiához kapcsolódóan megvalósult adatfelvételünk keretében egy hét különbséggel a tanulók egyik fele először a PP kérdőíveket töltötte ki, másik fele pedig a CB kérdőíveket. Sem a PP, sem a CB változat esetében nem kaptunk szignifikáns különbséget azok között, akik először az egyik, majd a másik változatot töltötték ki. A kitöltés sorrendje nem befolyásolta az eredményeket.
A másodikos tanulók mintáján a PP kérdőív Cronbach-α reliabilitása 0,85, a CB kérdőívé pedig 0,87 volt. A negyedikes tanulóknál mindkét esetben a reliabilitás 0,88. A reliabilitások közötti különbségek nem számottevőek, mind a négy érték magas. Megállapítható ugyanakkor, hogy a negyedikesek-nél a megbízhatóság kicsivel magasabb, mint a másodikosoknál. Ezt a jelen-séget korábbi vizsgálatunkban is tapasztaltuk, feltehetően a tanulók szöveg-értésének és gondolkodási képességének a fejlődésével van összefüggésben (Józsa, 2007). A másodikos tanulók esetében CB környezetben kicsit maga-sabb a reliabilitás. Ennek az oka az lehet, hogy CB környezetben a tanulók fülhallgatón keresztül is hallották az állításokat. Lehetséges magyarázat az is, hogy a számítógépes környezet érdekesebb volt, emiatt a gyermekek jobban odafigyeltek a mondatokra.
A PP és CB környezetben mért elsajátítási motiváció közötti korrelá-ció a másodikos tanulók esetében 0,81, a negyedikeseknél pedig 0,86 volt.
Mindkét korreláció erős, szignifikáns (p < 0,05). Ezek a korrelációs együtt-hatók nagyságrendileg azonosak a reliabilitásértékekkel. Ezt úgy tekinthet-jük, hogy a CB mérésben olyan adatokat kaptunk, mint a PP adatfelvétel esetében. Ezek a korrelációk a CB kérdőív megfelelő validitását mutatják.
Reliabilitás és faktorstruktúra
A számítógép-alapú (CB) kérdőívek megbízhatóságának ellenőrzésére, az összehasonlítás érdekében, a Google Docs felületen végzett adatfelvételnél ugyanazokat az eljárásokat alkalmaztuk, mint a korábbi, papíralapú (PP) adatfelvételkor (Józsa, 2007). A kérdőívek struktúráját faktoranalízissel el-lenőriztük, a megbízhatóságot Cronbach-α reliabilitásokkal jellemeztük.
Emellett megvizsgáltuk a motívumok megítélésének két-két pedagógus ér-tékelő közti egyezését.
Eredményeink szerint a CB és a PP adatfelvétel Cronbach-α reliabili-tásértékei között nincs említésre méltó eltérés egyetlen értékelő (diák, ta-nár, szülő) esetében sem (5.1. táblázat). Hasonlóan a PP változathoz, a CB adatfelvétel reliabilitásértékei is magasak. Az 5.1. táblázatban feltüntettük a változórendszer faktoranalízisre való alkalmasságát jellemző KMO-mu-tatókat is. A CB kérdőívváltozatok KMO-értékei mindhárom minta eseté-ben hasonlók a PP változatokhoz, amelyek kifejezetten jó megbízhatóságra utalnak. A CB adatfelvétel a PP méréssel azonos faktorstruktúrát adott a kérdőívekről. A reliabilitások és a KMO-értékek egybehangzóan azt mu-tatják, hogy a tanári értékelések a leginkább konzekvensek. A szülők érté-kelésének és a tanulók önértéérté-kelésének a megbízhatósága kicsit elmarad a pedagógusokétól, de ezek is magasak.
5.1. táblázat. Az Elsajátítási motiváció kérdőívének Cronbach-α értékei és a faktor- analízis KMO-mutatói
Értékelő Cronbach-α KMO
PP CB PP CB
Tanuló 0,88 0,90 0,90 0,90
Tanár 0,95 0,95 0,96 0,95
Szülő 0,90 0,89 0,91 0,86
A mérőeszköz megbízhatóságát két pedagógus által adott értékelés ösz-szehasonlításával is vizsgáltuk. A korábbi vizsgálattal egyezően CB vizsgá-latunkban is a kérdőívet kitöltő egyik tanár az osztályfőnök, a másik pedig a tanulókat szintén jól ismerő, az osztályban magasabb óraszámban tanító pe-dagógus volt. A két-két pepe-dagógus értékelő között a PP vizsgálatokban köze-pes és erős korrelációkat kaptunk (5.2. táblázat). CB környezetben ugyancsak erős, szignifikáns összefüggéseket lehet kimutatni. A szociális motívumok
esetében gyengébb korrelációt kaptunk mindkét médiumon végzett vizsgálat esetében. Ez különösen a hatodikosoknál, a kortárskapcsolati motívum eseté-ben figyelhető meg, ahol nem szignifikáns a korreláció a két értékelő között, ez azonban mind a PP, mind a CB adatfelvétel esetében így volt, ami ugyan-csak azt erősíti, hogy a kérdőív CB és PP változatban azonos módon műkö-dik. Az értékelők megítélésének egyezését vizsgáló elemzés tehát megerősíti, hogy a CB adatfelvétel a PP-vel azonos megbízhatóságú.
5.2. táblázat. Két-két pedagógus értékelése közötti korrelációk
Összetevők Évfolyam
4. 6. 8.
PP CB PP CB PP CB
Értelmi 0,89 0,73 0,87 0,65 0,86 0,76
Motoros 0,69 0,60 0,65 0,41 0,82 0,67
Szociális felnőttekkel 0,57 0,66 0,75 0,48 0,53 0,64 Szociális kortársakkal 0,64 0,47 0,19n. sz. 0,18 n. sz. 0,58 0,55
Elsajátítási öröm 0,58 0,57 0,76 0,44 0,46 0,50
Elsajátítási motiváció 0,82 0,71 0,83 0,53 0,82 0,68 Megjegyzés: n. sz.: nem szignifikáns
Mindezeket figyelembe véve megállapítható, hogy a CB kérdőívek pszi-chometriai mutatói nem különböztek a PP változatok mutatóitól, a kérdőív mindhárom értékelő esetében kifejezetten jó megbízhatóságúnak bizonyult online környezetben is.
Életkori változás
A papíralapú (PP) kérdőívekkel végzett korábbi kutatásunkban az elsajátí-tási motiváció életkori változását keresztmetszeti adatfelvétellel 2., 4., 6., 8. és 10. évfolyamon vizsgáltuk. 7410 tanuló önjellemző kérdőívét elemez-tük. Közülük 3504 tanulóról tanári, 3843 tanulóról pedig szülői jellemzés is rendelkezésre állt. A minta a tanulók szüleinek iskolai végzettsége, az ország területi lefedettsége, valamint a tanulók neme szempontjából repre-zentatív volt (Józsa, 2007; Józsa és D. Molnár, 2013). Jelen vizsgálatunk Google Docs felületen végzett CB adatfelvételét ennek a korábbi kutatás-nak az eredményeivel vetjük össze.
Korábbi PP vizsgálatunk tanúsága szerint a szülők vélekednek legpozi-tívabban a gyermekeik motiváltságáról, többnyire az ő értékeléseikben a legmagasabbak az átlagok. A tanári értékelések átlagai tipikusan a legala-csonyabbak. A tanulói önjellemzések átlagai az előző kettő között helyez-kednek el. Ugyanezt a tendenciát kaptuk a CB környezetben végzett adat-felvétel esetében is (5.3. táblázat).
A pedagógusok és a szülők megítélése, valamint a tanulók önjellemzé-se – a PP adatfelvételben – egyaránt az elsajátítási motiváció szignifikáns, 5-5%p-nyi csökkenését mutatta 4. és 8. évfolyam között. Az elsajátítási motiváció csökkenését a CB adatfelvétel is kimutatta. Ez utóbbi vizsgá-latban a csökkenés mértéke a tanárok értékelése szerint 6%p, a szülők sze-rint pedig 4%p. A tanulók önjellemzésében ugyanakkor nagyobb mértékű, 10%p-nyi a csökkenés. A CB adatfelvételben a negyedikes tanulók szignifi-kánsan motiváltabbnak vélik magukat, mint a PP változatot kitöltő társaik.
Az 5.3. táblázatban megadtuk az évfolyamonkénti összehasonlítást a két médiummal végzett adatfelvétel között.
Az elsajátítási motívumok tanulói önjellemzéseinél szignifikánsan ma-gasabb átlagokat kaptunk a CB adatfelvételben, mint a PP-ben. Kivételt ké-pez ez alól a hatodik évfolyamnál az elsajátítási öröm, ahol nem különbözik szignifikánsan a CB és PP átlag (t = 1,95; p > 0,05). Nyolcadik évfolyamon nincs szignifikáns különbség a CB és PP átlagok között a kortárskapcsola-ti motívumot kivéve, ahol szintén magasabb a CB átlag (t = 2,84; p < 0,01).
A tanárok értékeléseiben (hasonlóan a tanulókéhoz) a negyedik és a ha-todik évfolyamon az elsajátítási motivációra és minden elsajátítási motí-vumra igaz, hogy a CB átlagok szignifikánsan magasabbak, mint a PP átla-gok. Kivétel a negyedik évfolyamnál az elsajátítási öröm, ahol megegyezik a CB és PP eredmény (t = 0,40; p = 0,69). Nyolcadik évfolyamon nincs különbség sem az elsajátítási motivációban, sem az egyes motívumokban a CB és PP környezetben kapott eredmények között, kivétel ez alól a kortárs- kapcsolati motívum (t = 7,36; p < 0,01).
A szülők értékeléseiben negyedik és nyolcadik évfolyamon az elsajátítá-si motivációban és egyes összetevőiben – a negyedikes értelmi motívumot kivéve (t = 2,06; p = 0,04) – nincs szignifikáns különbség a PP és a CB át-lagok között. Hatodik évfolyamon azonban az elsajátítási motivációra és minden motívumra elmondható, hogy a CB átlagok magasabbak, mint a PP átlagok, az elsajátítási öröm itt is kivétel (t = 0,23; p = 0,82).
5.3. táblázat. A PP és a CB környezetben felvett elsajátítási motiváció mutatók összehasonlítása (%p)
Értékelő Évfo-mok
lya-PP CB t-próba
Cohen-d
átlag szórás átlag szórás t p
Tanuló 4. 71 11 76 13 6,03 0,01 0,42
6. 68 11 71 14 3,27 0,01 0,24
8. 66 12 66 12 −0,43 0,66n. sz. 0,00
Tanár 4. 66 15 70 17 3,20 0,00 0,25
6. 60 13 67 17 6,94 0,00 0,46
8. 62 16 64 21 1,06 0,28n. sz. 0,11
Szülő 4. 75 11 74 12 −1,02 0,31n. sz. 0,09
6. 70 13 74 11 3,74 0,00 0,33
8. 70 11 70 13 0,16 0,87n. sz. 0,00
Megjegyzés: n. sz.: nem szignifikáns
Az elsajátítási motiváció PP és a CB adatfelvételben kapott átlagait ösz-szehasonlítva azt látjuk, hogy a kilenc esetből ötnél szignifikánsan maga-sabb a CB átlag (5.3. táblázat). A PP és a CB mérés átlagai közötti különb-ségek nagyságát kifejező Cohen-féle d értékek 0 és 0,46 között vannak, a kilenc hatásméret mediánja 0,24, átlaga pedig 0,21. Ezek a Cohen-féle d értékek kismértékű különbséget jelentenek (Gliner és Morgan, 2000). Ösz-szességében tehát azt mondhatjuk, hogy CB környezetben kismértékben ugyan, de szignifikánsan magasabb átlagokat kaptunk.
Az elsajátítási motiváció gyakorisági eloszlásai hasonló lefutásúak a CB és a PP vizsgálatnál, példaként az elsajátítási motiváció eloszlását a szülők jel-lemzése alapján megadjuk az 5.3. ábrán. Az elsajátítási motiváció tanulói ön-értékeléseinél a CB eloszlások kissé jobbra tolódtak a PP-hez képest. Ugyan-ezt tapasztaltuk az egyes motívumok esetében is, a CB gyakorisági eloszlások minden motívum esetében hasonlóak a PP eloszlásokhoz. Az eloszlások hason-lóságát mutatja az is, hogy amelyik eloszlás a PP változatnál többmóduszú volt, az a CB változatnál is az, és egyező a móduszok elhelyezkedése is.
5.3. ábra. Az elsajátítási motiváció gyakorisági megoszlása CB és PP adatfelvétel esetén a szülők jellemzése alapján, 4. évfolyam
A családi háttér és a nem szerepe
Több kutatás igazolta, hogy a családi háttér befolyással bír az elsajátítási motiváció fejlettségére (Fejes és Józsa, 2005, 2007; Józsa, 2007; Kis és Józsa, 2012). CB adatfelvételünkben is megvizsgáltuk, hogy a hátrányos helyzetű gyermekek elsajátítási motívumai különböznek-e a nem hátrányos helyzetű társaikétól. Hátrányos helyzetűeken a Közoktatási törvény 121. § (1) bekezdés 14. pontjában meghatározott tanulókat értettük, vagyis akik rendszeres gyermekvédelmi kedvezményre voltak jogosultak.
Hasonlóan a korábbi eredményekhez (Fejes és Józsa, 2007), a tanulók önjellemzése alapján CB környezetben is kimutatható, hogy a hátrányos helyzetű gyermekek elsajátítási motivációja fejletlenebb nem hátrányos helyzetű társaikénál (t = –2,28; p = 0,02). A PP felméréshez hasonlóan ala-kulnak az eredmények a CB felmérésben az apa iskolai végzettsége alapján képzett részminták közötti különbségek vonatkozásában is: az iskolázot-tabb apák gyermekeinek elsajátítási motívumai fejlettebbek (F = 6,02; p <
0,01). Kivétel ez alól a motoros és a kortárskapcsolati motívum, amelyek-ben nem mutatkozik szignifi káns különbség a szülők iskolai végzettsége alapján képzett részminták között.
A PP felmérésben a negyedik évfolyamosok körében a tanulók és a szülők jellemzése alapján nem volt különbség a fi úk és a lányok
mo-40
30
20
10
0 20 40 60 80 100
Elsajátítási motiváció (%p) (%)
tívumai között az elsajátítási öröm kivételével, amely mindhárom ér-tékelő esetében erőteljesebbnek mutatkozott a lányoknál. A tanárok jellemzése alapján is szignifikánsan fejlettebbnek bizonyult a lányok elsajá-títási motivációja. Ezzel összhangban vannak a CB vizsgálati eredmények (t = −3,28; p < 0,01). Hasonlóan a PP vizsgálathoz, csupán az elsajátítá-si öröm esetében értékelte mindhárom értékelő magasabbra a lányokat.
Azonban a többi motívum esetében csak a pedagógusok értékelése alap-ján bizonyultak fejlettebbnek a lányok, a motoros motívumot kivéve (t = –0,16; p = 0,87). Mindezek okai lehetnek például a nemi sztereotípiák miatti eltérő szociális hatások, illetve az, hogy a vizsgálatainkban – aho-gyan a pedagógustársadalomban is – sokkal magasabb a női pedagógusok aránya (Józsa, 2007). Azonban akár ez, akár más okozza a különbséget a két nem között, az kimutatható hatással van a PP és CB környezetben vég-zett adatfelvételre.
Összegzés
Kutatásunkban az Elsajátítási motiváció kérdőíveket számítógépes környe-zetbe adaptáltuk. Két különböző webes felületen végeztünk adatgyűjtést.
A Google Docsban kitöltött kérdőívek megjelenésükben és a kitöltés mód-jában is közel álltak a papír-ceruza alapú vizsgálathoz. Az eDiában végzett vizsgálatban igyekeztünk kihasználni a digitális környezet adta lehetősége-ket: a Likert-skála értelmezését vizuálisan segítettük, az állításokat a gyer-mekek nemcsak olvashatták, hanem hallották is. A kérdőív kitöltése előtt egy rövid videó igazította útba őket a teendőkkel kapcsolatban. Ennek kö-szönhetően az eDia felületre kidolgozott kérdőívet olvasni nem tudó gyer-mekek is ki tudják tölteni.
Vizsgálatunkban a tanulói kérdőív online környezetben is megfelelő va-liditásúnak bizonyult. A reliabilitások ugyancsak magas értékűek, egyező-ek a papír-ceruza változatok esetében kapottakkal. A kérdőívegyező-ek szerkezetét online környezetben a faktoranalízis is igazolta.
Kismintás vizsgálatunkban az azonos mintán felvett PP és CB kérdőívek átlagai között nem volt szignifikáns különbség. Nagymintás adatfelvételünk-nél a PP és a CB kérdőívekadatfelvételünk-nél kapott kilenc átlag közül négyadatfelvételünk-nél nem szig-nifikáns a különbség, öt esetben pedig a CB átlag magasabb. E különbségek kismértékűek ugyan, de szignifikánsak. Az eltérések okát nem tudjuk. Egyik
kézenfekvő magyarázat lehet a számítógépes környezet hatása. Emellett nem elhanyagolható szempont az sem, hogy a PP és a CB mintánk nem volt azo-nos, bár a szülők iskolai végzettsége alapján illesztettük őket. Ennek ellenére az átlagok közötti különbség magyarázataként felmerülhet a minták közötti esetleges eltérés. Az eredmények értelmezésénél tekintettel kell lennünk arra is, hogy a nagymintás PP adatfelvétel közel tíz évvel korábban történt, ami szintén magyarázhatja az eltérést. Ha ez utóbbit elfogadnánk okként, akkor ez egyben azt is jelentené, hogy az elmúlt évtizedben kismértékben erősebbé vált a tanulók elsajátítási motivációja. Ezt azonban – más vizsgálattal – sem megcáfolni, sem megerősíteni nem tudjuk.
Az elsajátítási motiváció iskolai évek alatt bekövetkező csökkenése ha-sonlóan alakult számítógépes környezetben, mint a papír-ceruza vizsgála-tok esetében. A háttértényezők hatása CB környezetben ugyancsak hasonló a PP adatfelvételnél tapasztaltakhoz.
Elemzéseink alapján összefoglalóan azt mondhatjuk, hogy a számítógé-pes környezet nem befolyásolja jelentős mértékben az Elsajátítási motivá-ció kérdőívvel nyerhető adatokat. A PP és a CB kérdőívek ekvivalensnek tekinthetők. A későbbi vizsgálatokban a számítógép-alapú változatokkal helyettesíteni lehet a papír-ceruza alapú Elsajátítási motiváció kérdőíveket.
Ezzel az adatfelvételek során jelentős költség- és időmegtakarítást lehet el-érni. Emellett a számítógépes környezet alkalmas az eredmények azonna-li értékelésére és visszajelzésére is, ami ugyancsak számottevő előnyként említhető.
A szülőknek csak a harmada töltötte ki a kérdőívünket CB adatfelvételben, ami sokkal kisebb arány, mint a korábbi PP vizsgálatainkban. A szülők esetében tehát egyelőre még megfontolandó a PP adatfelvétel alkalmazása.
Az affektív változók, így a motiváció számítógépes vizsgálatával foglal-kozó kutatások egyrészt a hagyományos, papíralapú vizsgálati eljárásokat ül-tetik át számítógépes környezetbe. A fejezetünkben bemutatott két vizsgála-tunk is erre irányult. Másrészt az informatika segítségével olyan vizsgálati módszerekre nyílik lehetőség, amelyeknek nincs korábbi megfelelője, me-lyek informatikai háttér nélkül nem valósulhatnának meg; e módszerek átte-kintését korábbi tanulmányunkban tettük meg (Józsa, Szenczi és Hricsovinyi, 2011). Jelenleg olyan vizsgálati módszerek fejlesztésébe kezdünk, melyek online környezetben, feladatvégzés közben teszik lehetővé az elsajátítási motiváció diagnosztikus mérését.
Köszönetnyilvánítás
Józsa Krisztián munkáját a Bolyai János Kutatási Ösztöndíj támogatta.
Irodalom
Barrett, K. C. és Morgan, G. A. (1995): Continuities and discontinuities in mastery motivation during infancy and toddlerhood: a conceptualization and review. In:
MacTurk, R. H. és Morgan, G. A. (szerk.): Mastery motivation: Origins, con-ceptualizations and applications. Vol. 12. Advances in applied developmental psychology. Ablex Publishing Corporation, Norwood, New Jersey. 57−94.
Bennett, R. E., Braswell, J., Oranje, A., Sandene, B., Kaplan, B. és Yan, F. (2008):
Does it matter if I take my mathematics test on computer? A second empirical study of mode effects in NAEP. Journal of Technology, Learning, and Assess-ment, 6. 9. sz. 1–39.
Booth-Kewley, S., Edwards, J. E. és Rosenfeld, P. (1992): Impression management, so-cial desirability, and computer administration of attitude questionnaires: Does the computer make a difference? Journal of Applied Psychology, 77. 4. sz. 562–566.
Booth-Kewley, S., Larson, G. E. és Miyoshi, D. K. (2007): Social desirability effects on computerized and paper-and-pencil questionnaires. Computers in Human Behavior, 23. 463–477.
Brown, A., Bartram, D., Holtzhausen, G., Mylonas, G., és Carstairs, J. (2005): On-line personality and motivation testing: Is unsupervised administration an issue?
Paper presented at the 20th Annual SIOP Conference, Los Angeles.
Busch-Rossnagel, N. A. (1997): Mastery motivation in toddlers. Infants and Young Children, 9. 4. sz. 1−11.
Busch-Rossnagel, N. A. és Morgan, G. A. (2013): Introduction to the section three, overview and analysis. In: Barrett, K. C., Fox, N. A., Morgan, G. A., Fidler, D.
J. és Daunhauer, L. A. (szerk.): Handbook of self-regulatory processes in de-velopment: New directions and international perspectives. Taylor & Francis, New York, London. 247–264.
Chuah, S. C., Drasgow, F. és Roberts, B. W. (2006): Personality assessment: Does the medium matter? No. Journal of Research in Personality, 40. 359–376.
Clariana, R. B. és Wallace, P. E. (2002): Paper-based versus computer-based as-sessment: Key factors associated with the test mode effect. British Journal of Educational Technology, 33. 595–604.
Cronbach, L. J. (1990): Essentials of psychological testing. Harper Collins, New York.
Csapó, B., Molnár, Gy. és Nagy, J. (2014): Computer-based assessment of school readiness and early reasoning. Journal of Educational Psychology. 106. 2. sz.
639–650.
Dodou, D. és de Winter, J. C. F. (2014): Social desirability is the same in offline, online, and paper surveys: A meta-analysis. Computers in Human Behavior, 36. 487–495.
Dwight, S. A. és Feigelson, M. E. (2000): A quantitative review of the effect of computerized testing on the measurement of social desirability. Educational &
Psychological Measurement, 60. 3. sz. 340–360.
Edwards, A. L. (1953): The relationship between the judged desirability of a trait and the probability that the trait will be endorsed. Journal of Applied Psycho-logy, 37. 90–93.
Fairchok, G. E. és O’Brien, E. J. (1987): Computerization of paper-and-pencil psy-chological tests: Do custom and omnibus computerization procedures affect test validity? Proceedings of the Third Eastern Small College Computing Con-ference, Marist College, Poughkeepsie.
Fejes József Balázs és Józsa Krisztián (2005): A tanulási motiváció jellegzetességei hátrányos helyzetű tanulók körében. Magyar Pedagógia, 105. 2. sz. 185–205.
Fejes József Balázs és Józsa Krisztián (2007): Az iskolai eredményesség és a tanu-lási motiváció kulturális jellemzői: roma és többségi tanulók összehasonlítása.
Iskolakultúra, 17. 6–7. sz. 83–96.
George, C. E., Lankford, J. S. és Wilson, S. E. (1992): The effects of computerized versus paper-and-pencil administration on measures of negative affect. Com-puters in Human Behavior, 8. 203–209.
Gliner, J. A. és Morgan, G. A. (2000): Research methodes in applied settings: an integrated approach to design and analysis. Lawrence Erlbaum Associates, Mahwah, New Jersey.
Gosling, S. D., Vazire, S., Srivastava, S. és John, O. P. (2004): Should we trust Web-based studies? A comparative analysis of six preconceptions about Inter-net questionnaires. American Psychologist, 59. 2. sz. 93–104.
Hardré, P. L., Crowson, H. M., Xie, K. és Ly, C. (2007): Testing differential effects of computer-based, web-based, and paper-based administration of question-naire research instruments. British Journal of Educational Technology, 38. 1.
sz. 5–22.
Harter, S. (1981): A new self-report scale of intrinsic versus extrinsic orientation in the classroom: Motivational and informational components. Developmental Psychology, 17. 3. sz. 300–312.
Hol, A. M., Vorst, H. C. M. és Mellenbergh, G. J. (2005): A randomized experi-ment to compare conventional, computerized, and computerized adaptive ad-ministration of ordinal polytomous attitude items. Applied Psychological Mea-surement, 29. 159–183.
Horkay, N., Bennett, R. E., Allen, N., Kaplan, B. és Yan, F. (2006): Does it matter if I take my writing test on computer? An empirical study of mode effects in NAEP. Journal of Technology, Learning, and Assessment, 5. 2. sz. 1–50.
Hülber László és Molnár Gyöngyvér (2013): Papír és számítógép-alapú tesztelés nagymintás összehasonlító vizsgálata matematika területén, 1–6. évfolyamon.
Magyar Pedagógia, 113. 4. sz. 243–263.
International Test Commission, ITC (2005): International guidelines on compu-ter-based and internet-delivered testing.
Joubert, T. és Kriek, H. J. (2009): Psychometric comparison of paper-and-pencil and online personality assessments in a selection setting. South African Jour-nal of Industrial Psychology, 35. 1. sz. 1–11.
Józsa Krisztián (2005): A képességek és motívumok kölcsönös fejlesztésének lehe-tősége. In: Kelemen Elemér és Falus Iván (szerk.): Tanulmányok a neveléstu-domány köréből. Műszaki Könyvkiadó, Budapest. 283−302.
Józsa Krisztián (2007): Az elsajátítási motiváció. Műszaki Kiadó, Budapest.
Józsa Krisztián (2008): Elsajátítási motiváció – elemzési útmutató. Közoktatás-fejlesz-tési és Pedagógus-továbbképzési Kht. SuliNova, Budapest.
Józsa Krisztián (2013): Az elsajátítási motiváció életkori változása egy longitudi-nális vizsgálat tükrében. In: Molnár Gyöngyvér és Korom Erzsébet (szerk.): Az iskolai sikerességet befolyásoló kognitív és affektív tényezők értékelése. Nem-zedékek Tudása Tankönyvkiadó, Budapest. 85–104.
Józsa Krisztián, Szenczi Beáta és Hricsovinyi Julianna (2011): A tanulási moti-váció számítógép-alapú mérési lehetőségei. In: Csapó Benő és Zsolnai Anikó (szerk.): Kognitív és affektív fejlődési folyamatok diagnosztikus értékelésének lehetőségei az iskola kezdő szakaszában. Nemzeti Tankönyvkiadó, Budapest.
147–171.
Józsa, K. és D. Molnár, É. (2013): The relationship between mastery motivation, self-regulated learning and school success: A Hungarian and European perspec- tive. In: Barrett, K. C., Fox, N. A., Morgan, G. A., Fidler, D. J. és Daunhauer, L. A. (szerk.): Handbook of self-regulatory processes in development: New di-rections and international perspectives. Taylor & Francis, New York, London.
265–304.
Józsa, K., Wang, J., Barrett, K. C. és Morgan, G. A. (2014): Age and cultural diffe-rences in self-perceptions of mastery motivation and competence in American, Chinese, and Hungarian school age children. Child Development Research, Article ID 803061, 1–16.
Kano, A. és Read, J. (2012): Interchangeability of computer and paper based ques-tionnaires in gathering computer experience data from young children. Pro- ceedings of the SIGCHI Conference on Human Factors in Computing Systems, May 5–10, 2012, Austin.
Kingston N. M. (2009): Comparability of computer- and paper-administered mul-tiple-choice tests for K-12 populations: A synthesis. Applied Measurement in Education, 22. 1. sz. 22–37.
Kis Noémi és Józsa Krisztián (2012): A szülői nevelési stílus kapcsolata az elsajá-títási motivációval. In: Csapó Benő és Tóth Edit (szerk.): PÉK 2012 – X. Pe-dagógiai Értékelési Konferencia: Program – Tartalmi összefoglalók. Szegedi Tudományegyetem Neveléstudományi Doktori Iskola, Szeged. 88.
MacTurk, R. H. és Morgan, G. A. (1995, szerk.): Mastery motivation: Origins, con-ceptualizations and applications. Advances in applied developmental psychol- ogy. Vol. 12. Ablex Publishing Corporation, Norwood, New Jersey.
Mead, A. D. és Blitz, D. L. (2004): Comparability of paper and computerized psy-chological measures: Review and integration.
Messer, D. J. (1993, szerk.): Mastery motivation in early childhood: Development, measurement and social processes. Routledge, London, New York.
Molnár Gyöngyvér és Csapó Benő (2013): Az eDia online diagnosztikus mérési rendszer. In: Józsa Krisztián és Fejes József Balázs (szerk.): XI. Pedagógiai Értékelési Konferencia. Program: Előadás-összefoglalók. Szegedi Tudomány-egyetem Bölcsészettudományi Kar Neveléstudományi Doktori Iskola, Szeged.
Morgan, G. A., Maslin-Cole, C., Harmon, R. J., Busch-Rossnagel, N. A., Jennings, 82.
K. D., Hauser-Cram, P. és Brockman, L. (1996): Parent and teacher perceptions of young children’s mastery motivation: Assesment and review of research. In:
Messer, D. J. (szerk.): Mastery motivation in early childhood: Development, measurement and social processes. Routledge, London, New York, 109−131.
Naglieri, J., Drasgow, F., Schmit, M., Handler, L., Prifitera, A., Margolis, A. és Ve-lasquez, R. (2004): Psychological testing on the Internet: New problems, old issues. American Psychologist, 59. 150–162.
Noyes, J. M. és Garland, K. J. (2008): Computer vs. paper-based tasks: Are they equivalent? Ergonomics, 51. 9. sz. 1352–1375.
Pásztor-Kovács Anita, Magyar Andrea, Hülber László, Pásztor Attila és Tongori Ágota (2013): Áttérés az online tesztelésre – a mérés-értékelés új dimenziói.
Iskolakultúra, 23. 11. sz. 86–100.
Paulhus, D. L. (1991): Measurement and control of response bias. In: Robinson, J. P., Shaver, P. R. és Wrightsman, L. S. (szerk.): Measures of personality and social psychological attitudes. Academic Press, New York. 17–59.
Piaw, C. Y. (2012): Replacing paper-based testing with computer-based testing in assessment: Are we doing wrong? Procedia Social and Behavioral Sciences, 64. 655–664.
Richman, W., Kiesler, S., Weisband, S. és Drasgow, F. (1999): A meta-analytic study of social desirability distortion in computer-administered questionnaires, traditional questionnaires, and interviews. Journal of Applied Psychology, 84.
754–775.
Rosenberg, M. (1965): Society and the adolescent self-image. Princeton University Press, Princeton.
R. Tóth Krisztina és Hódi Ágnes (2010): Olvasási képesség mérése számítógépes környezetben. In: Kozma Tamás és Perjés István (szerk.): Új kutatások a ne-veléstudományokban – 2009: Többnyelvűség és multikulturalitás. Aula Kiadó, Budapest. 145–155.
Sarrazin, M. S. V., Hall, J. A., Richards, C. és Carswell, C. (2002): A comparison of computer-based versus pencil-and-paper assessment of drug use. Research on Social Work Practice, 12. 5. sz. 669–683.
Schulenberg, S. E. és Yurtzenka, B. A. (1999): The equivalence of computerized and paper-and-pencil psychological instruments: implications for measures of negative affect. Behavior research methods. Instruments and Computers, 31.
2. sz. 315–321.
Shonkoff, J. P. és Phillips, D. A. (2000): From neurons to neighborhoods: The sci-ence of early childhood development. National Academy Press, Washington.
Skinner, H. A. és Pakula, A. (1986): Challenge of computers in psychological as-sessment. Professional Psychology, 17. 44–50.
Suler, J. R. (2004): The online disinhibition effect. Cyber Psychology & Behavior, 7. 321–326.
Truman, J., Robinson, K., Evans, A. L., Smith, D., Cunningham, L., Millward, R.
és Minnis H. (2003): The Strengths and Difficulties Questionnaire: a pilot study of a new computer version of the self-report scale. European Child & Adoles-cent Psychiatry, 12. 9–14.
Vecchione, M., Alessandri, G. és Barbaranelli, C. (2012): Paper-and-pencil and web-based testing: The measurement invariance of the Big Five personality tests in applied settings. Assessment, 19. 2. sz. 243–246.
Vispoel, W. P., Boo, J. és Bleiler, T. (2001): Computerized and paper-and-pencil versions of the Rosenberg Self-Esteem Scale: A comparison of psychometric features and res-pondent preferences. Educational and Psychological Measurement, 61. 461–474.
Vorst, H. C. M. (2000): Schoolvragenlijst [School Attitude Questionnaire]. Swets
& Zeitlinger, Lisse.
Whittier, D. K., Seeley, S. és St. Lawrence, J. S. (2004): A comparison of web with paper-based surveys of gay and bisexual men who vacationed in a gay re-sort community. AIDS Education and Prevention, 16. 5. sz. 476–485.