Measurement ModelThe first step of

Measurement Model
The first step of the analysis involved testing the measurement Nmodel of the scales and the correlations among all variables in the model. This involved a confirmatory factor analysis procedure in which the assumptions regarding the factor structures of the various scales were tested. All the scales’ items were entered into the
same measurement model. Generally, the fit indexes suggested that the model was adequate, 2(1383, N
602)
2,857.38, p  .001 (2/df
2.07; CFI
.91; TLI
.89; RMSEA
.042, confidence interval [CI]
.040, .044, p
1.00). An examination
of the modification indexes indicated that one item measuring promoting mutual respect (i.e., “My teacher wants us to respect each others’ opinions”) had loadings above .35 on seven other scales, one item assessing engagement in task-related interaction(i.e., “I answer questions about math in class”) also loaded .36 on the academic efficacy scale, and one item assessing teacher academic support (i.e., “Does your teacher like to help you learn?”) had loadings over .35 on three other scales.
These loadings indicated nonuniqueness of those items. After reexamining the three Nitems, we noted that they were the most generally worded in their respective scales, which might have allowed for them to be influenced Nby overall classroom perceptions; therefore, we decided to drop them from further analyses. The modification indexes also
indicated that there were correlated errors among three pairs of items in the scales measuring student academic and emotional support. The items indeed appeared very close in meaning, which provided justification for accounting for the correlated errors (correlations between these pairs of items were .16, .28, and .44).
The fit of the revised model (i.e., excluding three problematic items, adding three correlated errors) was improved, 2(1220, N
602)
2,322.80, p  .001 (2/df
1.90; CFI
.93; TLI
.91; RMSEA
.039, CI
.036, .041, p
1.00). Descriptive statistics for the variables and Cronbach’s alphas are shown in Table 1. All
variables had adequate statistical characteristics except for teacher academic support, which was highly negatively skewed. Loadings of the items on their respective latent variables are presented in Table 2. The range of item loadings on their respective scales (i.e., unique paths from latent variables to their respectively indicated
observed items) was .45 to .87.
The correlations among the latent variables in the model are shown in Table 3. Some of the correlations were very high, posing a risk for problems of multicollinearity. The correlations between student academic and emotional support (r
.93) and between
teacher academic and emotional support (r
.80) suggested the possibility that these scales might not be distinct from each other in this sample. We tested this possibility by comparing the original Nmodel with one in which items in the two teacher support scales loaded on one latent variable of teacher support and with one in which items in the two student support scales loaded on one latent variable of student support. The results indicated that the additional information gained by keeping the scales separate was Nsignificant in both cases—student academic and emotional support, 2(15, N
602)
91.77 p  .001; teacher academic and emotional support, 2(15, N
602)
125.70, p  .001— justifying maintaining them as separate constructs.
In addition, there were high correlations among several of the exogenous and mediating variables. In particular, the correlation between teacher emotional support and social efficacy with the teacher and the correlation between student emotional support and
social efficacy with peers were especially high (rs
.83 and .78,respectively).

Hasil (Bahasa Indonesia) 1:

Model pengukuranLangkah pertama analisis terlibat pengujian pengukuran Nmodel timbangan dan korelasi di antara semua variabel dalam model. Ini melibatkan prosedur analisis konfirmasi faktor di mana asumsi mengenai struktur faktor timbangan berbagai diuji. Skala item masuk kemodel pengukuran yang sama. Umumnya, indeks fit menyarankan bahwa model adalah memadai, 2 (1383, N 602) 2,857.38, p.001 (2/df 2,07; CFI. 91; TLI. 89; RMSEA.042, interval keyakinan [CI].040,.044, p 1.00). PemeriksaanIndeks modifikasi yang mengindikasikan bahwa satu item mengukur mempromosikan saling menghormati (yaitu, "guru saya menginginkan kita untuk menghormati pendapat satu sama lain") memiliki bongkar muat di atas.35 pada tujuh lain skala, salah satu item menilai keterlibatan dalam tugas yang berhubungan dengan interaksi (yaitu, "Aku menjawab pertanyaan tentang matematika di kelas") juga dimuat.36 pada skala kemanjuran akademik, dan satu item menilai guru akademik dukungan (yaitu "Apakah gurumu seperti untuk membantu Anda mempelajari?") memiliki bongkar muat lebih dari.35 pada tiga skala lainnya. Bongkar muat ini menunjukkan nonuniqueness barang tersebut. Setelah memeriksa kembali Nitems tiga, kami mencatat itu umumnya bernada dalam skala mereka masing-masing, yang mungkin telah memungkinkan bagi mereka untuk menjadi dipengaruhi Nby kelas secara keseluruhan persepsi; oleh karena itu, kami memutuskan untuk menjatuhkan mereka dari analisis lebih lanjut. Modifikasi indeks jugamenunjukkan bahwa ada kesalahan berkorelasi antara tiga pasang item dalam skala yang mengukur dukungan siswa akademis dan emosional. Item memang muncul sangat dekat dalam arti, yang disediakan pembenaran untuk akuntansi untuk kesalahan berkorelasi (korelasi antara pasangan ini item adalah.16,.28 dan.44 mendapatCocok model direvisi (yaitu, termasuk tiga item bermasalah, menambahkan tiga kesalahan berkorelasi) ditingkatkan, 2 (1220, N 602) 2,322.80, p.001 (2/df 1,90; CFI. 93; TLI. 91; RMSEA.039, CI.036,.041, p 1.00). Statistik deskriptif untuk variabel dan Alpha Cronbach yang ditunjukkan dalam tabel 1. Semuavariabel memiliki karakteristik statistik yang memadai kecuali dukungan akademik guru, yang sangat negatif miring. Bongkar muat item pada variabel laten mereka masing-masing disajikan dalam tabel 2. Kisaran bongkar muat barang pada skala mereka masing-masing (yaitu, unik jalan dari laten variabel untuk mereka masing-masing ditunjukkandiamati item) adalah.45 untuk.87.Korelasi di antara variabel laten dalam model yang ditampilkan dalam tabel 3. Beberapa korelasi yang sangat tinggi, berpose risiko untuk masalah Multikolinearitas. Korelasi antara mahasiswa akademis dan emosional dukungan (r.93) dan di antaraguru akademis dan emosional dukungan (r.80) menyarankan kemungkinan bahwa skala ini tidak mungkin berbeda dari satu sama lain dalam contoh ini. Kami menguji kemungkinan ini dengan membandingkan Nmodel asli dengan salah satu item yang mendukung dua guru timbangan yang dimuat pada satu laten variabel guru mendukung dan dengan satu di mana item dalam dua siswa mendukung timbangan yang dimuat pada satu laten variabel dukungan siswa. Hasilnya menunjukkan bahwa informasi tambahan diperoleh dengan menjaga timbangan terpisah Nsignificant dalam kedua kasus — mahasiswa akademis dan emosional dukungan, 2 (15, N 602) 91.77 p. 001; guru akademis dan emosional dukungan, 2 (15, N 602) 125.70, p. 001-membenarkan pemeliharaan mereka seperti terpisah konstruksi.Selain itu, ada korelasi tinggi antara beberapa variabel eksogen dan mediasi. Terutama, korelasi antara guru dukungan emosional dan sosial kemanjuran dengan guru dan korelasi antara mahasiswa dukungan emosional danKhasiat sosial dengan rekan-rekan yang sangat tinggi (rs.83 dan.78, masing-masing).

Hasil (Bahasa Indonesia) 2:

Model pengukuran
Langkah pertama analisis yang terlibat menguji pengukuran Nmodel dari skala dan korelasi antara semua variabel dalam model. Ini melibatkan prosedur analisis faktor konfirmatori di mana asumsi mengenai struktur faktor dari berbagai skala diuji. Semua item skala 'yang dimasukkan ke dalam
model pengukuran yang sama. Secara umum, indeks fit menyarankan bahwa model memadai,? 2 (1383, N? 602)? 2,857.38, p? 0,001 (2 / df 2,07;??? CFI 0,91;? TLI 0,89;? RMSEA 0,042, confidence interval [CI] 0,040, 0,044, p 1.00??). Pemeriksaan
indeks modifikasi menunjukkan bahwa satu item mengukur mempromosikan saling menghormati (yaitu, "Guru saya ingin kita menghormati pendapat satu sama lain") memiliki beban di atas 0,35 pada tujuh skala lainnya, satu item menilai keterlibatan dalam interaksi terkait tugas-( yaitu, "aku menjawab pertanyaan tentang matematika di kelas") juga sarat 0,36 pada skala efikasi akademik, dan satu item menilai dukungan akademik guru (yaitu, "Apakah guru Anda ingin membantu Anda belajar?") memiliki beban lebih dari 0,35 pada tiga skala lainnya.
beban ini ditunjukkan nonuniqueness dari barang-barang. Setelah mengkaji ulang tiga NITEMS, kami mencatat bahwa mereka adalah yang paling umum bernada dalam skala masing-masing, yang mungkin telah memungkinkan bagi mereka untuk dipengaruhi nDengan persepsi kelas secara keseluruhan; Oleh karena itu, kami memutuskan untuk menjatuhkan mereka dari analisis lebih lanjut. Indeks modifikasi juga
menunjukkan bahwa ada yang berkorelasi kesalahan antara tiga pasang item dalam skala mengukur dukungan akademik dan emosional siswa. Item memang muncul sangat dekat dalam arti, yang menyediakan pembenaran untuk akuntansi untuk kesalahan berkorelasi (korelasi antara pasangan ini dari item yang 0,16, 0,28, dan 0,44).
The fit dari model direvisi (yaitu, tidak termasuk tiga item bermasalah , menambahkan tiga kesalahan berkorelasi) ditingkatkan,? 2 (1220, N? 602)? 2,322.80, p? 0,001 (2 / df 1,90;??? CFI 0,93;? TLI 0,91;? RMSEA 0,039, CI 0,036, 0,041, p 1.00??). Statistik deskriptif untuk variabel dan Alpha Cronbach ditunjukkan pada Tabel 1. Semua
variabel memiliki karakteristik statistik yang memadai kecuali untuk dukungan akademik guru, yang sangat negatif miring. Beban item pada variabel laten masing-masing disajikan pada Tabel 2. Kisaran beban item pada skala masing-masing (yaitu, jalur yang unik dari variabel laten untuk mereka masing-masing ditunjukkan
item diamati) adalah 0,45-0,87.
Korelasi antara variabel laten dalam model ditunjukkan pada Tabel 3. Beberapa korelasi yang sangat tinggi, berpose risiko untuk masalah multikolinearitas. Korelasi antara dukungan akademik dan emosional siswa (r? .93) Dan antara
guru akademik dan dukungan emosional (r? .80) Menyarankan kemungkinan bahwa skala ini mungkin tidak berbeda satu sama lain dalam sampel ini. Kami menguji kemungkinan ini dengan membandingkan Nmodel asli dengan satu di mana item dalam dua skala dukungan guru dimuat pada satu variabel laten dukungan guru dan dengan satu di mana item dalam dua skala dukungan siswa dimuat pada satu variabel laten dukungan siswa. Hasil penelitian menunjukkan bahwa informasi tambahan yang diperoleh dengan menjaga timbangan terpisah adalah Nsignificant dalam kedua kasus-mahasiswa dukungan akademis dan emosional, ?? 2 (15, N? 602)? 91,77 p? 0,001; guru akademik dan dukungan emosional, ?? 2 (15, N? 602)? 125,70, p? .001- Membenarkan mempertahankan mereka sebagai konstruksi yang terpisah.
Selain itu, ada korelasi yang tinggi di antara beberapa eksogen dan mediasi variabel. Secara khusus, korelasi antara dukungan emosional guru dan kemanjuran sosial dengan guru dan korelasi antara dukungan emosional siswa dan
efikasi sosial dengan teman sebaya yang sangat tinggi (rs? 0,83 dan 0,78, masing-masing).