coefficients (Licht, 1995; Pedhazur

coefficients (Licht, 1995; Pedhazur, 1982). The very large standard errors of the coefficients in this model suggest that this is the case.
However, some of the coefficients between the exogenous and endogenous variables were also inflated beyond their zero-order correlations. This indicates a suppression situation (J. Cohen & Cohen, 1983; Paulhus, Robins, Trzesniewski, & Tracy, 2004), in
which the control of variance shared by the exogenous variables naccounts for some variance in one of these variables that is not shared with the endogenous variables. The suppression of this “irrelevant” variance may result in a coefficient that represents only the “relevant” variance, thus inflating the relation between the
exogenous variable and the endogenous variable beyond their zero-order correlations. Whereas such an effect is potentially important in revealing significant processes underlying the relations between the variables, in the present case the very high correlations result in unreasonably high coefficients that are impossible to
interpret. The combination of problematic multicollinearity and uninterpretable suppression led us to follow J. Cohen and Cohen’s (1983) recommendation that “less is more” (p. 169) and to reduce the number of highly correlated exogenous variables by eliminating one variable in each highly correlated pair, despite some evidence that they are distinct. A question arises, however, as to which variable to eliminate.
We ran a series of analyses to identify the variables that created
the multicollinearity and suppression situation.
These analyses ninvolved an iterative procedure of testing the model while excluding
one variable at a time, examining the effect on the paths, and mapping the change in paths among the various variables. This led us to identify that student emotional support created attenuated coefficients in the presence of student academic support and
teacher promotion of interaction. In addition, teacher academic support created attenuated coefficients in the presence of teacher emotional support and student emotional support. Again, the findings nof attenuated coefficients among these variables are not nsurprising given the theoretical and logical relations of the processes nthey measure, and we elaborate on this finding in the Discussion. The finding that the attenuated coefficients of teacher academic support and student emotional support with the engagement nvariables were negative, whereas those of teacher emotional support and student academic support were positive, suggests that
the explanatory variance resides primarily in the two latter variables.
Therefore, to continue testing our more general hypotheses, we decided to remove the teacher academic support and student emotional support variables from all further analyses. The structural model without these variables had a good fit, 2(294, N

602)
585.95, p  .001 (2/df
1.99; CFI
.95; TLI
.93; RMSEA
.041, CI
.036, .045, p
1.00). All but one of the standard errors of the path coefficients in the model were smaller than .08 (standard error of the path from social efficacy with peers to task-related interaction was .14). Thus, the magnitudes of the standard errors indicate the coefficients’ stability and enhance nconfidence about the findings. The structural part of this model is shown in Figure 2.
The results indicate that, after we controlled for the associations of gender and prior achievement with the student engagement variables, teacher emotional support, promotion of interaction, and student academic support contributed both to self-regulation nstrategies (s
.18, .34, and .22, respectively) and to task-related interaction (s
.14, .45, and .28, respectively). There was no significant path from promoting mutual respect to either selfregulation or task-related interaction. In turn, after we controlled for gender (which was not related to achievement) and prior achievement, task-related interaction, but not self-regulation strategies, was related to later achievement (
.33).
The classroom environment variables and individual differences in gender and prior achievement together explained 50% and 55% of the variance in self-regulation strategies and task-related interaction, respectively. The model, particularly task-related interaction and prior achievement, explained 52% of math achievement.

Hasil (Bahasa Indonesia) 1:

Koefisien (Licht, 1995; Pedhazur, 1982). Kesalahan standar sangat besar dari koefisien dalam model ini menyarankan bahwa hal ini terjadi.Namun, beberapa koefisien antara variabel-variabel eksogen dan endogen juga meningkat melampaui korelasi nol-pesanan mereka. Ini menunjukkan situasi penindasan (J. Cohen & Cohen, 1983; Paulhus, Robins, Trzesniewski, & Tracy, 2004), di dalamyang kontrol varians dibagi oleh naccounts eksogen variabel untuk beberapa varians di salah satu variabel-variabel ini yang tidak dibagi dengan variabel endogen. Penindasan ini varians "relevan" dapat mengakibatkan koefisien yang mewakili hanya varians "relevan", dengan demikian memompa hubungan antaravariabel eksogen dan endogen variabel luar korelasi nol-pesanan mereka. Sedangkan efek seperti itu berpotensi penting dalam mengungkap proses penting yang mendasari hubungan antara variabel, dalam hal ini mengakibatkan pengenaan koefisien korelasi sangat tinggi yang tidak mungkin untukmenafsirkan. Kombinasi Multikolinearitas bermasalah dan penindasan uninterpretable membawa kita untuk mengikuti J. Cohen dan Cohen rekomendasi (1983) bahwa "kurang lebih" (p. 169) dan mengurangi jumlah variabel eksogen sangat berkorelasi dengan menghilangkan salah satu variabel dalam setiap pasangan sangat berkorelasi, meskipun beberapa bukti bahwa mereka berbeda. Sebuah pertanyaan muncul, namun, untuk yang variabel untuk menghilangkan.Kami berlari serangkaian analisis untuk mengidentifikasi variabel-variabel yang dibuatMultikolinearitas dan penindasan situasi. Ninvolved analisis ini berulang-ulang prosedur pengujian model sementara tidak termasuksatu variabel pada satu waktu, meneliti efek pada jalur, dan pemetaan perubahan di jalan antara berbagai variabel. Hal ini menyebabkan kita untuk mengenali bahwa dukungan emosional siswa menciptakan diinaktivasi koefisien hadapan dukungan akademik siswa danguru promosi interaksi. Selain itu, dukungan akademik guru menciptakan diinaktivasi koefisien hadapan dukungan emosional guru dan siswa dukungan emosional. Sekali lagi, Koefisien nof dilemahkan temuan antara variabel ini tidak nsurprising diberikan hubungan teoritis dan logis proses nthey ukuran, dan kita menguraikan Temuan ini dalam diskusi. Menemukan bahwa koefisien diinaktivasi penunjang akademik guru dan siswa dukungan emosional dengan nvariables keterlibatan yang negatif, sedangkan guru dukungan emosional dan dukungan akademis siswa yang positif, menunjukkan bahwavarians penjelasan tinggal terutama di kedua dua variabel.Oleh karena itu, terus pengujian hipotesis lebih umum kami, kami memutuskan untuk menghapus penunjang akademik guru dan siswa dukungan emosional variabel dari semua analisis lebih lanjut. Model struktural tanpa variabel ini telah cocok, 2 (294, N602) 585.95, p.001 (2/df 1,99; CFI. 95; TLI. 93; RMSEA.041, CI.036,.045, p 1.00). Semua kecuali salah satu kesalahan standar koefisien jalan dalam model yang lebih kecil daripada.08 (standar kesalahan jalan dari kemanjuran sosial dengan rekan-rekan untuk tugas yang berhubungan dengan interaksi adalah.14 mendapat Dengan demikian, besarnya kesalahan standar menunjukkan koefisien stabilitas dan meningkatkan nconfidence tentang temuan-temuan. Bagian struktural model ini ditampilkan pada gambar 2.Hasilnya menunjukkan bahwa, setelah kami dikontrol untuk Asosiasi jenis kelamin dan prestasi sebelumnya dengan variabel keterlibatan siswa, guru dukungan emosional, promosi interaksi, dan dukungan akademis siswa memberikan kontribusi baik untuk pengaturan diri nstrategies (s.18,.34 dan.22, masing-masing) dan interaksi terkait tugas (s.14,.45, dan.28, masing-masing). Ada tidak ada jalan yang signifikan dari mempromosikan saling menghormati selfregulation atau tugas yang berhubungan dengan interaksi. Pada gilirannya, setelah kami dikontrol untuk gender (yang tidak berhubungan dengan prestasi) dan prestasi sebelumnya, interaksi terkait dengan tugas, tetapi tidak pengaturan diri strategi, berhubungan dengan kemudian prestasi (.33 mendapat Variabel lingkungan kelas dan perbedaan individu dalam gender dan prestasi sebelumnya bersama menjelaskan 50% dan 55% dari varians dalam pengaturan diri strategi dan interaksi terkait dengan tugas, masing-masing. Interaksi model, khususnya terkait tugas dan prestasi yang sebelumnya, menjelaskan 52% dari pencapaian matematika.

Hasil (Bahasa Indonesia) 2:

koefisien (Licht, 1995; Pedhazur, 1982). Kesalahan standar yang sangat besar koefisien dalam model ini menunjukkan bahwa hal ini terjadi.
Namun, beberapa koefisien antara variabel eksogen dan endogen juga meningkat luar korelasi nol-pesanan mereka. Hal ini menunjukkan situasi penindasan (J. Cohen & Cohen, 1983; Paulhus, Robins, Trzesniewski, & Tracy, 2004), di
mana kendali varians bersama oleh variabel naccounts eksogen untuk beberapa varian di salah satu variabel tersebut yang tidak dibagi dengan variabel endogen. Penindasan ini varians "tidak relevan" dapat mengakibatkan koefisien yang mewakili hanya "relevan" varians, sehingga menggembungkan hubungan antara
variabel eksogen dan variabel endogen luar korelasi nol-pesanan mereka. Sedangkan efek seperti itu berpotensi penting dalam mengungkap proses yang signifikan yang mendasari hubungan antara variabel, dalam kasus ini korelasi yang sangat tinggi mengakibatkan koefisien terlalu tinggi yang tidak mungkin untuk
menafsirkan. Kombinasi multikolinearitas bermasalah dan penindasan uninterpretable membawa kita untuk mengikuti J. Cohen dan Cohen (1983) rekomendasi yang "kurang lebih" (p. 169) dan untuk mengurangi jumlah variabel eksogen yang sangat berkorelasi dengan menghilangkan satu variabel di setiap sangat berkorelasi pasangan, meskipun beberapa bukti bahwa mereka berbeda. Timbul Sebuah pertanyaan, namun, seperti yang variabel untuk menghilangkan.
Kami berlari serangkaian analisis untuk mengidentifikasi variabel yang menciptakan
multikolinearitas dan penindasan situasi.
Analisis ini ninvolved prosedur iteratif pengujian model sementara tidak termasuk
satu variabel pada suatu waktu, memeriksa efek pada jalur, dan memetakan perubahan jalur di antara berbagai variabel. Hal ini menyebabkan kita untuk mengidentifikasi bahwa dukungan emosional siswa dibuat koefisien dilemahkan dengan adanya dukungan akademis siswa dan
promosi guru interaksi. Selain itu, dukungan akademis guru dibuat dilemahkan koefisien di hadapan dukungan emosional guru dan dukungan emosional siswa. Koefisien lagi, temuan Nof dilemahkan antara variabel-variabel ini tidak nsurprising diberikan hubungan teoritis dan logis dari proses mengukur nthey, dan kami menguraikan temuan ini dalam Diskusi tersebut. Temuan bahwa koefisien dilemahkan dukungan akademik guru dan dukungan emosional siswa dengan nvariables keterlibatan negatif, sedangkan yang dari dukungan emosional guru dan dukungan akademis siswa yang positif, menunjukkan bahwa
varians jelas berada terutama dalam dua variabel terakhir.
Oleh karena itu, untuk terus menguji hipotesis yang lebih umum kami, kami memutuskan untuk menghapus dukungan akademis guru dan variabel dukungan emosional mahasiswa dari semua analisis lebih lanjut. Model struktural tanpa variabel-variabel ini memiliki cocok,? 2 (294, N?
602)? 585,95, p? 0,001 (2 / df 1,99;??? CFI 0,95;? TLI 0,93;? RMSEA 0,041, CI 0,036, 0,045, p 1.00??). Semua kecuali salah satu kesalahan standar koefisien jalur dalam model yang lebih kecil dari 0,08 (standard error dari jalan dari khasiat sosial dengan teman sebaya untuk interaksi terkait tugas-adalah 0,14). Dengan demikian, besaran kesalahan standar menunjukkan stabilitas koefisien 'dan meningkatkan nconfidence tentang temuan. Bagian struktural dari model ini ditunjukkan pada Gambar 2.
Hasil penelitian menunjukkan bahwa, setelah kami dikontrol untuk asosiasi gender dan prestasi sebelumnya dengan variabel keterlibatan siswa, dukungan emosional guru, promosi interaksi, dan dukungan akademis siswa memberikan kontribusi baik untuk diri -regulation nstrategies (? s 0,18, 0,34, dan 0,22, masing-masing?) interaksi dan untuk tugas yang berhubungan (? s? 0,14, 0,45, dan 0,28, masing-masing). Tidak ada jalan yang signifikan dari mempromosikan saling menghormati baik selfregulation atau interaksi terkait tugas-. Pada gilirannya, setelah kami mengontrol jenis kelamin (yang tidak berhubungan dengan prestasi) dan prestasi sebelumnya, interaksi terkait tugas-, tetapi tidak strategi self-regulation, terkait dengan prestasi kemudian (? 0,33).
Variabel lingkungan kelas dan perbedaan individu gender dan prestasi sebelum bersama-sama menjelaskan 50% dan 55% dari varians dalam strategi self-regulation dan interaksi terkait tugas-masing. Model, khususnya terkait tugas-interaksi dan prestasi sebelumnya, menjelaskan 52% dari pencapaian matematika.