Testing the Mediating Effects of St

Testing the Mediating Effects of Students’ Motivational Beliefs
In the third step we entered the personal motivational variables— mastery goals, academic efficacy, social efficacy with npeers, and social efficacy with the teacher—into the model as mediating between the classroom environment variables and the
engagement variables. Because we eliminated two exogenous variables nthat were present in prior measurement testing, we tested the measurement part of this model first. The test indicated a good fit, 2(912, N
602)
1,716.47, p  .001 (2/df
1.88; CFI
.93; TLI
.92; RMSEA
.038, CI
.036, .041, p
1.00). We then added the structural paths from teacher emotional support to mastery ngoals, academic efficacy, and social efficacy with the teacher; from promoting interaction and promoting mutual respect to all mediating variables; and from student academic support to mastery
goals, academic efficacy, and social efficacy with peers. We also added paths from gender and prior achievement to the mediating motivational variables. Finally, we added the direct paths from the exogenous variables to the engagement variables to assess any
drop in their magnitude. The fit of this model was adequate, n2(931, N
602)
1,928.29, p  .001 (2/df
2.07; CFI
.92; TLI
.90; RMSEA
.042, CI
.040, .045, p
1.00). However, again there were some attenuated coefficients. These included
negative coefficients (despite positive bivariate correlations) from promoting mutual respect to mastery goals (
0.37, SE
.16), academic efficacy (
0.43, SE
0.17), social efficacy with the teacher (
0.32, SE
0.13), self-regulation strategies (
0.31, SE
0.17), and task-related interaction (
0.57,SE
0.34); between student academic support and academic efficacy (
0.16, SE
0.06); and between mastery goals and task-related interaction (
.31, SE
.15). These were in addition to standardized paths from teacher promoting interaction nto mastery goals (
1.08, SE
0.26), academic efficacy (
1.10, SE
0.27), and task-related interaction (
1.53, SE
0.72) that were greater than 1.00, with a few relatively large nstandard errors.
We ran a series of analyses in which we excluded each of the four mediating variables in turn and mapped the pattern of change in path coefficients to identify the variables involved in causing the attenuated coefficients. The source was located between teacher
emotional support and social efficacy with the teacher, which were highly correlated (r
.83). The existence of the attenuated coefficients as a result of this high correlation is understandable in light of the conceptual relations between these variables, and we elaborate on its theoretical significance in the Discussion. Again, to
continue testing our general hypotheses, we decided to remove the nvariable social efficacy with the teacher from the model.2 The final mediated model, depicted in Figure 3, had an adequate fit, 2(767, N
602)
1,615.15, p  .001 (2/df
2.11; CFI

.92; TLI
.90; RMSEA
.043, CI
.040, .046, p
1.00). All but two of the standard errors of path coefficients in the model were smaller than .09. The two larger standard errors, for the paths leading from gender to achievement and from self-regulation strategies nto achievement, were .13 and .11, respectively.

Hasil (Bahasa Indonesia) 1:

Pengujian efek mediasi keyakinan motivasi siswaPada langkah ketiga kami memasuki variabel motivasi pribadi — penguasaan tujuan, khasiat akademik, sosial kemanjuran dengan npeers, dan sosial kemanjuran dengan guru — ke dalam model sebagai mediasi antara variabel lingkungan kelas danketerlibatan variabel. Karena kita menghapus dua variabel eksogen nthat hadir dalam pengukuran sebelumnya pengujian, kami menguji bagian pengukuran model ini pertama kali. Tes menunjukkan cocok, 2 (912, N 602) 1,716.47, p.001 (2/df 1.88; CFI. 93; TLI. 92; RMSEA.038, CI.036,.041, p 1.00). Kami kemudian ditambah jalur struktural dari dukungan emosional guru penguasaan ngoals, khasiat akademik dan keberhasilan sosial dengan guru; dari mempromosikan interaksi dan mempromosikan saling menghormati untuk semua variabel mediasi; dan dari mahasiswa akademik dukungan kepada penguasaantujuan, khasiat akademik dan keberhasilan sosial dengan rekan-rekan. Kami juga menambahkan path dari jenis kelamin dan prestasi sebelumnya untuk variabel motivasi mediasi. Akhirnya, kami menambahkan jalur langsung dari variabel eksogen keterlibatan variabel untuk menilai setiapPenurunan besarnya mereka. Yang cocok dari model ini adalah memadai, n 2 (931, N 602) 1,928.29, p.001 (2/df 2,07; CFI. 92; TLI. 90; RMSEA.042, CI.040,.045, p 1.00). Namun, sekali lagi ada beberapa koefisien diinaktivasi. Ini termasukKoefisien negatif (meskipun korelasi positif bivariate) dari mempromosikan Reksa penghormatan kepada penguasaan tujuan (0.37, SE.16), akademik kemanjuran (0,43, SE 0.17), sosial kemanjuran dengan guru (0.32, SE 0,13), pengaturan diri strategi (0,31, SE 0.17), dan berhubungan dengan tugas interaksi (0,57, SE 0,34); antara dukungan akademik siswa dan kemanjuran akademik (0.16, SE 0.06); dan antara penguasaan tujuan dan tugas yang berhubungan dengan interaksi (.31, SE.15 mendapat Ini adalah selain standar jalan dari guru yang mempromosikan interaksi nuntuk penguasaan tujuan (1,08, SE 0,26), akademik kemanjuran (1,10, SE 0.27), dan berhubungan dengan tugas interaksi (1.53, SE 0.72) yang melebihi 1.00, dengan beberapa kesalahan nstandard relatif besar.Kami berlari serangkaian analisis di mana kita dikecualikan masing-masing dari empat variabel mediasi pada gilirannya dan dipetakan pola perubahan di jalan koefisien untuk mengidentifikasi variabel-variabel yang terlibat dalam menyebabkan koefisien diinaktivasi. Sumber adalah terletak di antara gurudukungan emosional dan sosial kemanjuran dengan guru, yang sangat berkorelasi (r.83 mendapat Keberadaan koefisien diinaktivasi hasil korelasi tinggi ini dimengerti dalam terang konseptual hubungan antara variabel-variabel ini, dan kita akan menguraikan tentang signifikans teoritis dalam diskusi. Sekali lagi, untukterus pengujian hipotesis umum kami, kami memutuskan untuk menghapus kemanjuran sosial nvariable dengan guru dari model.2 akhir model ditengahi, digambarkan dalam gambar 3, telah cukup fit, 2 (767, N 602) 1,615.15, p.001 (2/df 2.11; CFI. 92; TLI. 90; RMSEA.043, CI.040,.046, p 1.00). Semua kecuali dua dari kesalahan standar dari jalan koefisien dalam model yang lebih kecil daripada.09. Dua kesalahan standar lebih besar, untuk path yang mengarah dari jenis kelamin dari pengaturan diri strategi nuntuk prestasi, dan pencapaian yang.13 dan.11, masing-masing.

Hasil (Bahasa Indonesia) 2:

Menguji Memediasi Pengaruh Keyakinan Motivational Mahasiswa
Pada langkah ketiga kami memasuki motivasi tujuan penguasaan variables- pribadi, khasiat akademik, khasiat sosial dengan npeers, dan kemanjuran sosial dengan guru-ke dalam model sebagai mediasi antara variabel lingkungan kelas dan
variabel keterlibatan. Karena kita dieliminasi dua variabel eksogen nyang hadir dalam pengujian pengukuran sebelumnya, kami menguji bagian pengukuran model ini pertama. Tes menunjukkan cocok,? 2 (912, N? 602)? 1,716.47, p? 0,001 (2 / df 1,88;??? CFI 0,93;? TLI 0,92;? RMSEA 0,038, CI 0,036, 0,041, p 1.00??). Kami kemudian menambahkan jalur struktural dari dukungan emosional guru untuk ngoals penguasaan, khasiat akademik, dan kemanjuran sosial dengan guru; dari mempromosikan interaksi dan mempromosikan saling menghormati untuk semua variabel mediasi; dan dari dukungan siswa akademis untuk penguasaan
tujuan, khasiat akademik, dan kemanjuran sosial dengan teman sebaya. Kami juga menambahkan jalur dari gender dan prestasi sebelum variabel motivasi mediasi. Akhirnya, kami menambahkan jalur langsung dari variabel eksogen dengan variabel keterlibatan untuk menilai setiap
penurunan besaran mereka. Fit dari model ini adalah memadai, n? 2 (931, N? 602)? 1,928.29, p? 0,001 (2 / df 2,07;??? CFI 0,92;? TLI 0,90;? RMSEA 0,042, CI 0,040, 0,045, p 1.00??). Namun, sekali lagi ada beberapa koefisien dilemahkan. Ini termasuk
koefisien negatif (meskipun korelasi bivariat positif) dari mempromosikan saling menghormati untuk penguasaan tujuan (??? 0,37, SE? 0,16), efikasi akademik (??? 0,43, SE? 0,17), efikasi sosial dengan guru (?? ? 0,32, SE 0,13), strategi self-regulation (0,31, SE 0,17), dan interaksi terkait tugas-(0.57, SE 0,34)?????????; antara dukungan akademik siswa dan kemanjuran akademik (0,16, SE 0,06????); dan antara tujuan penguasaan dan interaksi terkait tugas-(?? 0,31, SE? 0,15). Ini berada di samping jalur standar dari guru mempromosikan tujuan interaksi nto penguasaan (?? 1,08, SE? 0,26), efikasi akademik (?? 1.10, SE? 0,27), dan interaksi terkait tugas-(?? 1,53, SE? 0.72) yang lebih besar dari 1,00, dengan beberapa kesalahan nstandard relatif besar.
Kami berlari serangkaian analisis di mana kita dikecualikan masing-masing empat variabel mediasi pada gilirannya dan memetakan pola perubahan koefisien jalur untuk mengidentifikasi variabel yang terlibat dalam menyebabkan dilemahkan koefisien. Sumber itu terletak antara guru
dukungan emosional dan kemanjuran sosial dengan guru, yang sangat berkorelasi (r? .83). Adanya koefisien dilemahkan akibat korelasi yang tinggi ini dapat dimengerti mengingat hubungan konseptual antara variabel-variabel ini, dan kami menguraikan signifikansi teoritis dalam Diskusi tersebut. Sekali lagi, untuk
melanjutkan pengujian hipotesis umum kami, kami memutuskan untuk menghapus khasiat sosial nvariable dengan guru dari model.2 The akhir Model dimediasi, digambarkan dalam Gambar 3, memiliki fit yang memadai,? 2 (767, N? 602)? 1,615.15, p? 0,001 (2 / df 2.11;??? CFI
0,92;? TLI 0,90;? RMSEA 0,043, CI 0,040, 0,046, p 1.00??). Semua kecuali dua dari kesalahan standar koefisien jalur dalam model yang lebih kecil dari 0,09. Dua besar kesalahan standar, untuk jalur terkemuka dari gender untuk prestasi dan dari strategi self-regulation nto prestasi, yang 0,13 dan 0,11, masing-masing.