ارزیابی مدل نقش مهارت حل مسئلۀ اجتماعی و سرمایۀ روانشناختی بر فرسودگی تحصیلی با میانجی‌گری کمک‌طلبی از همسالان و وجدان تحصیلی

نوع مقاله: مقاله پژوهشی

نویسندگان

1 دانشجوی دکتری مشاوره، دانشکده علوم انسانی و اجتماعی، دانشگاه آزاد اسلامی واحد علوم و تحقیقات، تهران، ایران

2 استاد گروه مشاوره، دانشکده روانشناسی و علوم تربیتی، دانشگاه الزهراء تهران، ایران

3 استادیار انیستیتوی روانپزشکی ایران، دانشگاه علوم پزشکی ایران، تهران، ایران

4 دانشیار گروه روانشناسی، دانشکده علوم انسانی، دانشگاه آزاد اسلامی واحد رودهن، رودهن، ایران

چکیده

هدف پژوهش، ارزیابی مدل تبیین فرسودگی تحصیلی براساس متغیرهای حل مسئلۀ اجتماعی، سرمایۀ روانشناختی، وجدان تحصیلی و کمک‌طلبی از همسالان بود. این پژوهش از نوع مطالعات توصیفی - همبستگی با تأکید بر روابط علّی ممکن بر پایۀ مدل‌یابی معادلات ساختاری انجام شد. جامعۀ آماری را دانش‌آموزان دورۀ پیش‌دانشگاهی رشتۀ علوم تجربی ناحیۀ یک اردبیل در سال تحصیلی 1396- 1395 تشکیل دادند. برای نمونه‌گیری از روش تصادفی طبقه‌ای نسبتی استفاده شد. حجم نمونه با استفاده از جدول مورگان 1970 به تعداد 291 نفر انتخاب شدند. ابزارهای پژوهش شامل پرسشنامه‌های فرسودگی تحصیلی سالملا-آرو و ناتانن، حل مسئلۀ اجتماعی دیزوریلا، سرمایۀ روانشناختی لوتانز، وجدان تحصیلی ایلروی و بانتیک و کمک‌طلبی ریان و پنتریچ بودند. نتایج پژوهش همسو با فرضیه‌ها نشان دادند مهارت حل مسئلۀ اجتماعی و سرمایۀ روانشناختی بر فرسودگی تحصیلی اثر منفی دارد. علاوه بر این، اثر منفی کمک‌طلبی تحصیلی به‌عنوان متغیر میانجی در رابطۀ بین حل مسئلۀ اجتماعی و فرسودگی تحصیلی نیز به تأیید رسید. اثر منفی وجدان تحصیلی هم تأیید شد که متغیر میانجی بین سرمایۀ روانشناختی و فرسودگی تحصیلی بود. در

کلیدواژه‌ها


عنوان مقاله [English]

Evaluating Social Problem Solving and Psychological Capital model on Academic Burnout through mediating Help Seeking from Peers and Academic Consciousness

نویسندگان [English]

  • Shahab Fatin 1
  • simin hosseinian 2
  • Ali Asghar Asgharnejad Farid 3
  • khadijeh abolmaal 4
1 Ph.D Candidate Counseling, , Islamic Azad University of Science and Research Branch, Tehran, Iran
2 Professor Department Counseling, Faculty of Educational Science and Psychology, Alzahra University, Tehran, Iran
3 Assistant Professor Psychiatry Institute of Iran, Medical Science of Iran, Tehran, Iran
4 Associate professor, Islamic Azad University, Roudehen Branc, Roudehen, Iran
چکیده [English]

The aim of this research was to assess the model of academic burnout based on social problem-solving skill, psychological capital, academic conscience, and seeking help from peers. This study is a descriptive-correlational research with an emphasis on possible causal relationships based on structural equation modeling. The population included senior high school students studying science in pre-University in the first district of Ardabil during 2016-2017 school year. Proportional stratified random sampling was used to select the participants. The sample size was determined to be 291 participants using Morgan Table 1970. The instruments included “Salmela-Aro and Naatanen’s Academic Burnout Questionnaire”, “D'Zurilla’s Social Problem-Solving Skills Inventory”, “Luthans’s Psychological Capital Questionnaire”, “Ilroy and Bunting’s Academic Conscience Questionnaire” and “Ryan and Pintrich’s Academic Help-Seeking Scale”. The results consistent with the hypotheses showed that social problem-solving skill and psychological capital had negative effect on academic burnout. In addition, the negative effect of seeking academic help as a mediator in the relationship between social problem-solving skills and academic burnout was confirmed. Academic conscience, as the mediator between psychological capital and academic burnout, was found to have an indirect and negative effect. And finally, the model with the experimental data from the study has a good fit.

کلیدواژه‌ها [English]

  • "Academic burnout"
  • " Social problem-solving skills"
  • " Psychological capital"
  • " Academic conscience"
  • " Help seeking"

یکی از عوامل مهم و اثرگذار در عملکرد تحصیلی دانش‌آموزان، فرسودگی تحصیلی[1] است (میکاییلی، افروز و قلی‌زاده، 1391). براساس تجربه می‌توان گفت انتظارات والدین، معلمان و استرس‌های نشئت‌گرفته از سوی آنها برای قبولی در رشته‌های خاص در دانشگاه‌ها و پذیرش محدود در برخی از رشته‌های تحصیلی از یک‌سو و مطالعۀ زیاد، انتظارات و توقعات نامناسب برخی از دانش‌آموزان به‌ویژه در رشته تحصیلی علوم تجربی موجب شده است دانش‌آموزان، بیشتر به فرسودگی تحصیلی دچار شوند.

فرسودگی تحصیلی احساس خستگی هیجانی در مطالعۀ دروس، بدبینی نسبت به تحصیل و احساس ناکارآمدی در امور تحصیلی تعریف شده است (دیوید، 2010). مفهوم فرسودگی در ابتدا اختلال مرتبط با شغل بود؛ اما در سال‌های اخیر این مفهوم به موقعیت‌های آموزشی نیز گسترش یافته است. در بررسی‌های به‌عمل‌آمدۀ برخی از پژوهشگران، برای غلبه بر فرسودگی تحصیلی، مهارت حل مسئلۀ اجتماعی[2] عامل مهم تلقی شده است.

مای، بایر و فینچام (2015) طی پژوهشی دریافتند فرسودگی تحصیلی، حاصل ضعف در مهارت حل مسئله یا موفق‌نشدن در حل مسئله است.

یافته‌های زهراکار، رضازاده و احقر (1389) نشان می‌دهند دانش‌آموزانی که آموزش مهارت حل مسئله برای آنان ارائه شده است، در مقایسه با دانش‌آموزانی که آموزش این مهارت‌ها را ندیده‌اند، از خودکارآمدی بیشتری برخوردارند و این احساس خودکارآمدی آنان در طول زمان از پایداری مناسبی برخوردار است.

حل مسئلۀ اجتماعی، فرایندی شناختی است که با آن فرد می‌کوشد راه‌حل مناسبی برای یک مشکل پیدا کند (پرلا و ادونل، 2004). طبق مدل حل مسئلۀ اجتماعی، پیامدهای حل مسئله در جهان واقعی به‌طور گسترده با دو فرایند نسبتاً مستقل از هم تبیین می‌شوند: الف) جهت‌گیری مسئله؛ ب) مهارت حل مسئله. جهت‌گیری مسئله، قسمت انگیزشی حل مسئله است؛ درحالی‌که مهارت حل مسئله فرایندی است که در آن شخص سعی می‌کند راه‌حل مؤثر با مسئلۀ ویژه را ازطریق کاربرد راهبردهای حل مسئله بیابد. جهت‌گیری مثبت به مسئله نیز به‌منزلۀ آمادگی روانشناختی سازندۀ حل مسئله مطرح می‌شود که تمایل کلی فرد در مبارزه‌طلبی برای حل مسئله قلمداد می‌شود؛ اما جهت‌گیری منفی، آمادگی شناختی – هیجانی مختل است که فرد مسئله را تهدید فرض می‌کند که حل‌شدنی نیست. از سوی دیگر، مهارت حل مسئله به‌کارگیری روش‌های اختصاصی حل مسئله را طلب می‌کند که برای افزایش احتمال یافتن بهترین راه‌حل در موقعیت ویژه طراحی می‌شود (اولیوارز و دی زوریلا[3] 1996، به نقل از مرادی، 1392).

طبق الگوی حل مسئلۀ اجتماعی دیزوریلا و نزو (1990)، حل مسئلۀ سازگارانه به جهت‌گیری مثبت نسبت به حل مسئله و به‌کارگیری مؤثر مهارت‌های منطقی مسئله بستگی دارد. حل مسئلۀ اجتماعی زمانی ناسازگارانه محسوب می‌شود که با یک جهت‌گیری منفی نسبت به مسئله و اجتناب شدید همراه شود.

براساس نظریۀ دسی، والرند، پلیاتر و ریان (1991)، افرادی که توانایی حل مسئله را به‌صورت سازگارانه دارند، بسیار خودمختارند و تکالیف تحصیلی را بسیار خوب انجام می‌دهند؛ زیرا برای آنها ارزش و قضاوت درونی مهم‌تر از کسب پاداش بیرونی است و در مقایسه با افراد فاقد توانایی حل مسئله کمتر حالت بی‌انگیزگی دارند.

مهارت حل مسئلۀ اجتماعی چهار مرحله اصلی را شامل می‌شود: الف) تعریف و فرمول‌بندی مسئله؛ ب) تولید و خلق راه‌حل‌های مختلف؛ ج) تصمیم‌گیری و انتخاب راه‌حل‌های مؤثر؛ د) اجرا و ارزیابی راه‌حل‌ها (دیزوریلا و گلدفرید 1971).

علاوه بر مهارت حل مسئلۀ اجتماعی، امروزه یکی از سازه‌های روانشناختی سرمایۀ روانشناختی[4] است که تأثیر بسزایی در حل مشکلات روانی و رفتاری دارد.

سرمایۀ روانشناختی، زیرمجموعه‌ای از روانشناسی مثبت‌گرا است که با ویژگی‌های زیر تبیین شده است: باور فرد به توانایی‌هایش برای دستیابی به موفقیت در انجام وظایف معین، ایجاد اسنادهای مثبت دربارۀ موفقیت‌های اکنون و آینده، داشتن پشتکار در دنبال‌کردن اهداف و پیگیری راه‌های لازم برای رسیدن به موفقیت و تحمل‌کردن مشکلات و بازگشت به سطح معمولی عملکرد و حتی ارتقاء از آن تا دستیابی به موفقیت‌ها (لوتانز[5]، 2006 / 1391 ترجمۀ رضایی‌منش، تقی‌زاده و کاهه). این سازۀ روانشناختی دارای ابعاد چهارگانه‌ای است که خودکارآمدی، امید، خوش‌بینی و تاب‌آوری نام دارند.

جی وون (2016) با پژوهش خود دریافت سرمایۀ روانشناختی با توان یادگیری رابطه مثبت دارد.

هاشمی نصرت‌آباد، باباپور خیرالدین و بهادری خسروشاهی (1390) با انجام پژوهشی به این نتیجه رسیدند دانشجویانی که سرمایۀ روانشناختی بالاتری دارند، از بهزیستی روانشناختی بهتری نیز برخوردارند. علیپور، صفاری‌نیا، صرامی فروشانی، آقا علیخانی و آخوندی (1392) طی پژوهشی نتیجه گرفتند برنامۀ مداخله‌ای سرمایۀ روانشناختی لوتانز بر کاهش فرسودگی شغلی به‌ویژه خرده‌مقیاس‌های خستگی هیجانی و بدبینی مؤثر بوده است.

شریفی فرد، نوروزی، حسینی، آسایش و نوروزی (1393) طی پژوهش خود به این نتیجه رسیدند که خودکارآمدی تحصیلی با فرسودگی تحصیلی رابطه آماری معکوس و معناداری داشته است.

در برخی از پژوهش‌های اخیر در ایران مشخص شد برنامۀ امیددرمانی باعث کاهش میزان فرسودگی تحصیلی به‌طورکلی و مؤلفه‌های خستگی تحصیلی و ناکارآمدی تحصیلی در دانش‌آموزان می‌شود (اسمعیلی دیزج، 1392). براساس دیدگاه اسنایدر (2002) امید از اجزاء سرمایۀ روانشناختی، حالت شناختی است که فرد را قادر می‌کند تا با تعیین اهداف واقع‌بینانه اما چالشی، نیروی اراده و انرژی خود را برای رسیدن به آن اهداف متمرکز کند.

علاوه بر مباحث فوق، یکی از متغیرهایی که در عملکرد تحصیلی نقش دارد، وجدان تحصیلی[6] است (لی، کوالس و دانتو، 1998). وجدان عامل درونی است که اعمال و اندیشه‌های انسان را کنترل می‌کند (مایر و هرسکویچ، 2001). رفتارگرایان، وجدان را با ارزش‌ها و هنجارهای تقویت‌شده مرتبط می‌دانند؛ اما نظریه‌پردازان صفت، اعتقاد دارند وجدان از یک منبع اساسی نشئت می‌گیرد. هریک از آنها نیز اعتقاد دارند که بر عملکرد، تقویت باورها، شناخت و انتظارات اثر می‌گذارد (مک ایلروی و بانتینگ، 2002). نتایج تحقیقات نشان داده است دانش‌آموزانی که از ویژگی وجدان تحصیلی بالایی برخوردارند، تکالیف مدرسه را کامل و با جدیت انجام می‌دهند و این ویژگی با پیشرفت تحصیلی مرتبط است (کومار، براون، کومار و رابی، 2008). دی فابیو و بوسونی ( 2007) در پژوهشی به این نتیجه رسیدند که وجدان بهترین متغیر شخصیتی برای عملکرد تحصیلی و شغلی است؛ بنابراین وجدان تحصیلی می‌تواند با تأثیرگذاری بر تاب‌آوری، بر فرسودگی تحصیلی تأثیر بگذارد.

ازجمله متغیرهای دیگر کمک‌طلبی تحصیلی است که در حل مشکلات تحصیلی دانش‌آموزان از آن یاد می‌شود. کمک‌طلبی تحصیلی به معنی جستجوی کمک از دیگری به هنگام روبه‌روشدن با ابهام و دشواری در امر تحصیل است. دانش‌آموزان در شرایطی که با تکلیف درگیر می‌شوند، بیشتر به کمک‌طلبی اقدام می‌کنند (باتلر و نیومن، 1995). این نوع تقاضاها احتمال دارد به حل دشواری‌ها کمک کنند. دانش‌آموزان زمانی که به کمک نیاز دارند و تقاضای کمک می‌کنند، نه‌تنها مشکلات تحصیلی را کاهش می‌دهند، دانش و مهارت‌هایی را کسب می‌کنند که در حل مسئله به آنها کمک می‌کند (خانکشی‌زاده و رضایی، 1391).

شینگ، لاما، کونلیا و کارابینچ (2015) پی بردند کمک‌طلبی با افزایش نمرات و یادگیری بیشتر، ارتباط معناداری دارد. همچنین دو، خو و فان (2016) دریافتند کمک‌طلبی با جهت‌گیری تسلط و علاقمندی به تکالیف در سطح فردی و کلاسی در ارتباط است.

همچنین خانکشی‌زاده و رضایی (1391) در پژوهش خود نشان داده‌اند متغیر پذیرش کمک‌طلبی به‌طور معنی‌داری عملکرد ریاضی را پیش‌بینی می‌کند.  محمودیان، صفری، آقایی، رضوانی‌فر و میرمحمد تبار (1391) طی پژوهش خود پی بردند دانش‌آموزانی که اختلال ریاضی دارند، از کمک‌طلبی تحصیلی کمتر استفاده می‌کنند. با توجه به اینکه یکی از مراحل حل مسئلۀ اجتماعی جمع‌آوری اطلاعات از دیگران است، کمک‌طلبی تحصیلی می‌تواند متغیر میانجی بین مهارت حل مسئلۀ اجتماعی و فرسودگی تحصیلی باشد.

با وجود ملاحظات نظری و پژوهشی که در بالا ذکر شد سؤال اساسی پژوهش این است که آیا مدل علّی ارائه‌شده می‌تواند فرسودگی تحصیلی را با متغیرهای مهارت حل مسئلۀ اجتماعی، سرمایۀ روانشناختی، کمک‌طلبی تحصیلی و وجدان تحصیلی تبیین کند.

فرسودگی تحصیلی نه‌تنها بر فرد و زندگی شخصی او تأثیر می‌گذارد، می‌تواند عوارض فراوانی در محیط تحصیل و خانواده نیز بر جای بگذارد. شکایت‌های مختلف روان‌پریشی، کشمکش، ناسازگاری و تضاد در محیط خانواده و محیط تحصیل و درنهایت ترک تحصیل از عکس‌العمل‌های مربوط به فرسودگی تحصیلی بوده است (اسکانفولد، هوچوارتر[7]، 1999؛ به نقل از جلیلیان،1391). بر این اساس، این پژوهش با ارائۀ یک مدل نظری و علّی می‌تواند مسئولان، خانواده‌ها و دانش‌آموزان را در این مسیر یاری کند.

با این توصیف نظری و پژوهشی، هدف پژوهش برازش الگوی تبیین فرسودگی تحصیلی براساس مهارت حل مسئلۀ اجتماعی، سرمایۀ روانشناختی با میانجیگری کمک‌طلبی تحصیلی و وجدان تحصیلی بوده است. براساس هدف پژوهش، مدل و فرضیه‌های زیر ارائه شده‌‌اند:


 

فرسودگی تحصیلی

وجدان تحصیلی

حل مسئلۀ اجتماعی

سرمایۀ روانشناختی

-

-

-

+

+

-

شکل1. مدل مفهومی ارائه‌شده براساس موضوع پژوهش


1- مهارت حل مسئلۀ اجتماعی بر فرسودگی تحصیلی اثر مستقیم و منفی دارد.

2- سرمایۀ روانشناختی بر فرسودگی تحصیلی اثر مستقیم و منفی دارد.

3- مهارت حل مسئلۀ اجتماعی با میانجیگری کمک‌طلبی از همسالان بر فرسودگی تحصیلی اثر غیرمستقیم و منفی دارد.

4- سرمایۀ روانشناختی با میانجیگری وجدان تحصیلی بر فرسودگی تحصیلی اثر غیرمستقیم و منفی دارد.

5- مدل مفهومی ارائه‌شده با داده‌ها واقعی برازش دارد.

 

روش

روش پژوهش، جامعۀ آماری و نمونه: این پژوهش با استفاده از روش توصیفی - همبستگی با تأکید روابط علّی ممکن بین متغیرهای پژوهش بر پایۀ مدل‌یابی معادلات ساختاری[8] انجام شده است. جامعۀ آماری این پژوهش را تمامی دانش‌آموزان شاغل به تحصیل در دوره پیش‌دانشگاهی رشتۀ علوم تجربی مدارس دولتی در دورۀ دوم متوسطه ادارۀ آموزش و پرورش ناحیه یک اردبیل در سال تحصیلی 1396-1395 تشکیل دادند که درمجموع 1185 نفر (758 نفر دختر و 427 نفر پسر) بودند. به لحاظ متفاوت‌بودن تعداد پسران و دختران در جامعۀ آماری، از روش نمونه‌گیری تصادفی طبقه‌ای نسبتی استفاده شده است. به این ترتیب که ابتدا ده مدرسه، پنج مدرسه پسرانه و پنج مدرسه دخترانه از مدارس ناحیه یک به‌صورت تصادفی انتخاب شدند، سپس در هر مدرسه تعدادی از دانش‌آموزان به نسبت از دانش‌آموزان دختر و پسر نیز به‌صورت تصادفی ساده انتخاب شدند. حجم نمونه با استفاده جدول مورگان 1970 به تعداد 292 تعیین شد که به نسبت تعداد دانش‌آموز دختر و پسر، تعداد افراد نمونۀ پسر 100 نفر و تعداد نمونۀ دختر 192 نفر به‌صورت تصادفی از مدارس مختلف انتخاب شدند.

 

ابزارهای سنجش

پرسشنامۀ فرسودگی تحصیلی[9]:سالملا – آرو و ناتانن (2005) این پرسشنامه را طراحی کردند. این پرسشنامه 15 گویه دارد که سه مولفۀ خستگی هیجانی (5 سؤال)، بدبینی (4 سؤال) و نبود کارایی (6 سؤال) را در بر می‌گیرد. این گویه‌ها در طیف هفت درجه‌ای هرگز (1)، بندرت(2)، گاهی (3)، نظری ندارم (4)، بیشتر مواقع (5)، خیلی از مواقع (6)، همیشه (7) نمره‌گذاری می‌شوند. نمرۀ کل از مجموع نمرات پانزده گویه به دست می‌آید. گویه‌های 3 6-9-12-14-15 به‌صورت معکوس نمره‌گذاری می‌شوند. بدری گرگری، مصر آبادی و فتحی (1391) پایایی کل پرسشنامه را 86/0 و پایایی خرده‌مقیاس خستگی هیجانی برابر با 77/0، خرده‌مقیاس بدبینی برابر با 78/0 و خرده‌مقیاس نبود کارایی 84/0 گزارش کرده‌اند. پایایی پرسشنامه با محاسبۀ ضریب آلفای کرونباخ در پژوهش حاضر برای مؤلفۀ خستگی هیجانی 76/0، مؤلفۀ بدبینی 77/0، مؤلفۀ کاهش کارآمدی 75/0 و برای کل پرسشنامه 79/0 به دست آمد که در تمامی موارد بزرگ‌تر از 7/0 است که از اعتبار زیاد حکایت دارد. برای بررسی روایی پرسشنامه از تحلیل عامل تأییدی استفاده شده است. نتایج تحلیل عامل تأییدی نشان دادند تمامی ماده‌های این پرسشنامه از بار عاملی کافی بالای 30/0 (بین 67/0 و 83/0) برخوردارند. شاخص برازندگی آن 069/0 RMSEA=و 91/0GFI بوده است که برازندگی نسبی مدل این مقیاس با داده‌ها را تأیید می‌کند.

  پرسشنامۀ حل مسئلۀ اجتماعی[10]:براساس مطالعات تجربی، دزوریلا، نزو، مید و الیوارز (2002) پرسشنامۀ حل مسئلۀ اجتماعی تجدیدنظر شده را ساختند. این پرسشنامه 52 آیتم دارد که هر آزمودنی به سؤالات با یک مقیاس لیکرتی پنج‌درجه‌ای (کاملاً غلط، تقریباً درست، به‌طور متوسط درست، خیلی درست و کاملاً درست) پاسخ می‌دهد. این پرسشنامه در پنج مقیاس سازمان داده شده است: 1- جهت‌گیری مسئلۀ مثبت (5 آیتم)؛ 2- جهت‌گیری مسئله منفی (10 آیتم)؛ 3- سبک منطقی (20 آیتم)؛ 4- سبک تکانشی (10 آیتم) و 5- سبک اجتنابی (7 آیتم). پایایی آزمون مجدد برای این پرسشنامه بین 68/0 تا 91/0 و ضریب آلفایان بین 69/0 تا 95/. گزارش شده است. روایی سازۀ این پرسشنامه نیز با استفاده از تحلیل عاملی اکتشافی و همبستگی با دیگر مقیاس‌های حل مسئله و سازه‌های روانشناختی همپوش تأیید شده است (دزوریلا و همکاران، 2002). در ایران مخبری، درتاج و دره‌کردی (1389)، ضریب آلفای 85/0 را برای پنج عامل سنجیده‌شده و ضریب پایایی بازآزمایی 88/0 را برای پرسشنامه حل مسئلۀ اجتماعی کوتاه‌شده به دست آوردند. هدایتی صالحی و ابوالقاسمی (1384) ضریب آلفای کرونباخ این آزمون را در بیماران مضطرب 61/0، بیماران افسرده 82/0 و افراد غیربیمار 80/0 به دست آوردند (به نقل از ابوالقاسمی و نریمانی، 1384). در پژوهش حاضر، با محاسبۀ ضریب آلفای کرونباخ، پایایی مؤلفه‌های جهت‌گیری مثبت 74/0، جهت‌گیری منفی 77/0، سبک حل مسئلۀ منطقی 78/0، سبک حل مسئلۀ تکانشی 77/0، سبک حل مسئلۀ اجتنابی 76/0 و کل پرسشنامه 88/0 به دست آمد که بزرگ‌تر از 7/0 است. روایی پرسشنامه با تحلیل عامل تأییدی محاسبه شده است. نتایج تحلیل عامل تأییدی نشان دادند تمامی ماده‌های این پرسشنامه از بار عاملی کافی بالای 30/0 (بین 72/0 و 93/0) برخوردارند. شاخص برازندگی آن 066/0 RMSEA= و 93/0GFI بوده است که برازندگی نسبی مدل این مقیاس با داده‌ها را تأیید می‌کند.

پرسشنامۀ سرمایۀ روانشناختی[11]: برای سنجش سرمایۀ روانشناختی از پرسشنامۀ سرمایۀ روانشناختی لوتانز، یوسف و اووالیو (2007) استفاده شد. این پرسشنامه 24 سؤالی و شامل چهار خرده‌مقیاس امیدواری، تاب‌آوری، خوش‌بینی و خودکارآمدی است که در آن هر خرده‌مقیاس شامل 6 گویه است و آزمودنی به هر گویه در مقیاس 6 درجه‌ای (کاملاً مخالفم تا کاملاً موافقم) به شکل لیکرت پاسخ می‌دهد. برای محاسبۀ نمرۀ سرمایۀ روانشناختی ابتدا نمره هر خرده مقیاس محاسبه می‌شود و از جمع نمرات خرده‌مقیاس‌ها نمرۀ سرمایۀ روانشناختی حاصل می‌شود.

بهادری خسروشاهی، هاشمی‌نصرت آبادی و بیرامی (1391) در ایران پایایی پرسشنامه را براساس آلفای کرونباخ 85/0 گزارش دادند. در پژوهش حاضر، پایایی پرسشنامه با محاسبۀ ضریب آلفای کرونباخ برای مؤلفه‌های خودکارآمدی 76/0، خوش‌بینی 75/0، امید 77/0 و تاب‌آوری 77/0 و کل پرسشنامه 81/0 به دست آمد که در تمامی موارد بزرگ‌تر از 7/0 است و از اعتبار بسیار پرسشنامه‌ها حکایت دارد. برای بررسی روایی پرسشنامه تحلیل عامل تأییدی به کار رفته است. نتایج تحلیل عامل تأییدی نشان داد تمامی ماده‌های این پرسشنامه به جز ماده‌های شماره 12 و 13 از بار عاملی کافی بالای 30/0 (بین 57/0 و 83/0) برخوردارند. شاخص برازندگی آن 060/0 RMSEA=و 92/0GFI بوده است که برازندگی نسبی مدل این مقیاس با داده‌ها را تأیید می‌کند.

پرسشنامۀ رفتار کمک‌طلبی[12]:پرسشنامۀ رفتار کمک‌طلبی براساس نظریات ریان و پنتریچ (1997) ساخته شده است. این پرسشنامه 14 سؤال دارد که 7 سؤال پذیرش کمک‌طلبی و 7 سؤال دیگر اجتناب از کمک‌طلبی را در بر می‌گیرد. برای نمره‌گذاری آنها از مقیاس 5 درجه‌ای لیکرت استفاده شده که از کاملاً موافقم (5) تا کاملاً مخالفم (1) در نوسان است.  سؤالات 8،6،12،10،2،4 و9 که اجتناب از کمک‌طلبی را می‌سنجد، به‌صورت معکوس نمره‌گذاری می‌شود. قدم‌پور و سرمد (1382) برای ارزیابی درونی این پرسشنامه در 200 آزمودنی پسر ضریب الفای 68/0 را در هر دو مؤلفه کمک‌طلبی و اجتناب از کمک‌طلبی به دست آورده‌اند. در پژوهش دیگری پایایی سؤالات با محاسبۀ الفای کرونباخ برابر 63/0 بوده است (خانکشی‌زاده و رضایی، 1391). در پژوهش حاضر، پایایی پرسشنامه با محاسبۀ ضریب آلفای کرونباخ برای کل پرسشنامه 78/0 به دست آمد که بزرگ‌تر از 7/0 است. برای بررسی روایی پرسشنامه از تحلیل عامل تأییدی استفاده شده است. نتایج تحلیل عامل تأییدی نشان دادند تمامی ماده‌های این پرسشنامه از بار عاملی کافی بالای 30/0 (بین 70/0 و 92/0) برخوردارند. شاخص برازندگی آن 075/0 RMSEA=و 92/0GFI بوده است که برازندگی نسبی مدل این مقیاس با داده‌ها را تأیید می‌کند.

پرسشنامۀ وجدان تحصیلی[13]: مک ایلروی و بانتینگ (2002)، این پرسشنامه را طراحی کردند. این پرسشنامه نه سؤال دارد که همۀ آنها در طیف هفت درجه‌ای از کاملاً مخالفم (1) تا کاملاً موافقم (7)، نمره‌گذاری و سؤالات 8،7،6،4،3،2،1 به‌صورت معکوس نمره‌گذاری می‌شوند. مک ایلروی و بانتینگ (2002) برای تعیین اعتبار این مقیاس از روش آلفای کرونباخ استفاده کرده‌اند که ضریب آلفای 89/0 به دست آورده‌اند (رستم اوغلی و خشنودنیا چماچایی (1392). در پژوهش حاضر، پایایی پرسشنامه با محاسبۀ ضریب آلفای کرونباخ برای کل پرسشنامه 73/0 به دست آمد که بزرگ‌تر از 7/0 است. روایی پرسشنامه با تحلیل عامل تأییدی محاسبه شده است. نتایج تحلیل عامل تأییدی نشان دادند تمامی ماده‌های این پرسشنامه از بار عاملی کافی بالای 30/0 (بین 72/0 و 80/0) برخوردارند. شاخص برازندگی آن 061/0 RMSEA= 93/0GFI بوده است که برازندگی نسبی مدل این مقیاس با داده‌ها را تأیید می‌کند.

روش اجرا و تحلیل: بعد از انتخاب تصادفی مدارس، با اخذ مجوز از ادارۀ کل آموزش و پرورش استان اردبیل و ناحیه یک به مدارس انتخاب‌شده مراجعه شد و با هماهنگی مدیران دبیرستان، تعدادی دانش‌آموزان برای نمونه به شکل تصادفی انتخاب شدند و بعد از توجیه دانش‌آموزان و کسب رضایت آنها، پرسشنامه‌ها در اختیار دانش‌آموزان نمونه قرار گرفت و با دادن توضیحات لازم، از آنها خواسته شد تا به پرسشنامه‌ها پاسخ دهند. پس از جمع‌آوری پرسشنامه‌های تکمیل‌شده و کنارگذاشتن پرسشنامه‌های ناقص، تحلیل آماری روی آنها انجام شد. برای تجزیه و تحلیل داده‌های آماری، از معادلات ساختاری براساس نرم‌افزار لیزرل 8.54 استفاده شد.

 

یافته‌ها

 قبل از بررسی فرضیه‌های پژوهش به شاخص‌های توصیفی متغیرهای پژوهش و نتایج آزمون کولموگروف - اسمیرنوف یک‌نمونه‌ای به‌منظور تأیید نرمال‌بودن متغیرها اشاره می‌شود.

 

 

جدول 1. آمار توصیفی متغیرهای پژوهش و نتایج آزمون کولموگوروف - اسمیرنوف یک‌نمونه‌ای

متغیر

تعداد

میانگین

انحراف استاندارد

آماره K-S

سطح معناداری

نتیجۀ آزمون

 

فرسودگی تحصیلی

292

58/3

387/1

095/1

182/0

نرمال است

 

سرمایۀ روانشناختی

292

90/3

913/0

871/0

434/0

نرمال است

 

مهارت حل مسئلۀ اجتماعی

292

92/2

346/0

866/0

441/0

نرمال است

 

کمک‌طلبی تحصیلی

292

52/3

762/0

017/1

211/0

نرمال است

 

وجدان تحصیلی

292

38/4

278/1

947/0

331/0

نرمال است

 

 

 

                 

 

 

با توجه به جدول 1، میانگین و انحراف استاندارد متغیر فرسودگی تحصیلی به‌ترتیب برابر است با: 58/3 و 387/1، میانگین و انحراف استاندارد متغیر سرمایۀ روانشناختی برابر است با: 90/3 و 913/0، میانگین و انحراف استاندارد مهارت حل مسئلۀ اجتماعی برابر است با: 92/2 و 346/0، میانگین و انحراف معیار متغیر کمک‌طلبی تحصیلی برابر است با: 52/3 و 762/0 و میانگین و انحراف استاندارد متغیر وجدان تحصیلی به ترتیب برابر است با: 38/4 و 278/1. همچنین با توجه به داده‌های جدول 1، سطح معناداری آزمون کلموگروف - اسمیرنوف برای تمامی متغیرهای
پژوهش بزرگ‌تر از مقدار 05/0 است؛ درنتیجه، تمامی

متغیرهای بررسی‌شده در پژوهش حاضر دارای توزیع نرمال‌اند.

برای بررسی میزان تأثیرگذاری عوامل بر یکدیگر و برازش مدل مفهومی، از مدل معادلات ساختاری  استفاده شد که در شکل زیر، ضرایب مسیر و اعداد معنی‌داری آن نشان داده شده‌اند؛ البته باید گفت به‌صورت پیش‌فرض در این نرم‌افزارهای آماری، واریانس آزاد در نظر گرفته شده و به دستکاری نیاز نبوده است؛ زیرا شاخص‌های برزاش مناسب بوده‌اند.

 

 


 

 

جهت‌گیری منفی

منطقی

تکانشی

اجتنابی

خودکارآمدی

خوش‌بینی

امید

تاب‌آوری

کاهش کارآمدی

حل مسئلۀ اجتماعی

سرمایۀ روانشناختی

وجدان تحصیلی

کمک‌طلبی از همسالان

فرسودگی تحصیلی

بدبینی

جهت گیری مثبت

خستگی هیجانی

35/0

27/0-

21/0-

42/0

85/0

23/0-

88/0

88/0

30/0-

71/0

80/0

77/0

75/0

80/0

82/0

83/0

80/0

79/0

شکل 2. ضرایب مسیر استاندارد مدل ساختاری پژوهش

 


 

برای آزمون معنی‌داری، ضرایب مسیر بین متغیرها از خروجی نرم‌افزار استفاده شده است. ضرایب مسیر و نتایج مربوط به معناداری آنها در جدول زیر نشان داده


شده‌‌اند. مقدار p value کمتر از ۰5/۰ نشان می‌دهد بین مدل مشاهده‌شده در نمونه و مدل مورد انتظار در جامعه اختلاف معناداری وجود دارد.


جدول2. نتایج حاصل از ارزیابی مدل ساختاری

ردیف

مسیر

ضریب مسیر(β)

عدد معنی‌داری

)t-value(

سطح معنی‌داری

از متغیر

به متغیر

1

مهارت حل مسئله

کمک‌طلبی همسالان

35/0

61/4

96/1

2

مهارت حل مسئله

فرسودگی تحصیلی

27/0-

18/3-

96/1

3

سرمایۀ روانشناختی

وجدان تحصیلی

42/0

17/5

96/1

4

سرمایۀ روانشناختی

فرسودگی تحصیلی

21/0-

29/2-

96/1

5

کمک‌طلبی همسالان

فرسودگی تحصیلی

30/0-

79/3-

96/1

6

وجدان تحصیلی

فرسودگی تحصیلی

23/0-

51/2-

96/1

 


مطابق با جدول 2؛ قدرمطلق آماره معنی‌داری بین متغیر مهارت حل مسئلۀ اجتماعی و فرسودگی تحصیلی برابر (18/3) است که بزرگ‌تر از سطح معنی‌داری است و نشان‌دهندة این است که رابطۀ میان مهارت حل مسئلۀ اجتماعی و فرسودگی تحصیلی در سطح اطمینان (95/0) معنی‌دار است؛ بنابراین فرضیۀ اول پژوهش تأیید می‌شود. همچنین ضریب مسیر مابین این دو متغیر برابر (27/0-) است و میزان اثرگذاری منفی متغیر مهارت حل مسئلۀ اجتماعی بر فرسودگی تحصیلی را نشان می‌دهد؛ بدین معنا که با یک واحد تغییر در مهارت حل مسئلۀ اجتماعی، 27/0 واحد در فرسودگی تحصیلی کاهش دیده می‌شود.

همچنین مطابق با جدول 2، قدرمطلق آمارۀ معنی‌داری بین متغیر سرمایۀ روانشناختی و فرسودگی تحصیلی برابر (29/2) است که بزرگ‌تر از سطح معنی‌داری است و نشان‌دهندة این است که ارتباط میان سرمایۀ روانشناختی و فرسودگی تحصیلی در سطح اطمینان (95/0) معنی‌دار است. پس فرضیۀ دوم تأیید می‌شود. همچنین ضریب مسیر مابین این دو متغیر برابر (21/0-) است و میزان اثرگذاری منفی متغیر سرمایۀ روانشناختی بر فرسودگی تحصیلی را نشان می‌دهد. به عبارتی دیگر، با یک واحد تغییر در سرمایۀ روانشناختی، 21/0 واحد در فرسودگی تحصیلی کاهش مشاهده می‌شود.

برای بررسی اثرات متغیرهای میانجی، اثر مستقیم، غیرمستقیم و اثر کل بین مهارت حل مسئلۀ اجتماعی بر فرسودگی تحصیلی و اثر کل بین سرمایۀ روانشناختی بر فرسودگی تحصیلی، محاسبه و در جدول 3 مشخص شده است.


 

جدول 3. اثرات مستقیم، غیرمستقیم و اثرات کل بین مهارت حل مسئلۀ اجتماعی و سرمایۀ روانشناختی بر فرسودگی تحصیلی

VAF

z-value

اثر کل

اثر غیر مستقیم

اثر مستقیم

مسیر

به متغیر

از متغیر

28/0

542/3-

375/0-

105/0-

27/0-

فرسودگی تحصیلی

مهارت حل مسئلۀ اجتماعی

315/0

864/2-

307/0-

097/0-

21/0-

فرسودگی تحصیلی

سرمایۀ روانشناختی



با توجه به جدول 3، اثر مستقیم مهارت حل مسئلۀ اجتماعی بر فرسودگی تحصیلی برابر با 27/0- است. همچنین اثر غیرمستقیم متغیر رقابت بین مهارت حل مسئلۀ اجتماعی و فرسودگی تحصیلی با تأثیر متغیر میانجی کمک‌طلبی از همسالان برابر با 105/0- است. قدرمطلق مقدار z-value حاصل از آزمون سوبل[14] برابر 542/3- شد که به دلیل بیشتربودن از 96/1 می‌توان اظهار داشت که در سطح اطمینان (95/0) تأثیر متغیر میانجی کمک‌طلبی تحصیلی در اثرگذاری حل مسئلۀ اجتماعی بر فرسودگی تحصیلی معنادار است. مقدار واریانس استخراج‌شده یا ([15]VAF) محاسبه‌شده هم برابر است با: 280/0. این بدان معنی است که 28 درصد اثر کل حل مسئلۀ اجتماعی و فرسودگی تحصیلی ازطریق غیرمستقیم با متغیر میانجی کمک‌طلبی تحصیلی تبیین می‌شود؛ بنابراین فرضیۀ سوم نیز تأیید می‌شود.

همچنین اثر مستقیم سرمایۀ روانشناختی بر فرسودگی تحصیلی برابر با 21/0- است. همچنین اثر غیرمستقیم متغیر رقابت بین سرمایۀ روانشناختی و فرسودگی تحصیلی با تأثیر متغیر میانجی وجدان تحصیلی برابر با 097/0- است. قدرمطلق مقدار z-value حاصل از آزمون سوبل برابر 864/2- شد که به دلیل بیشتربودن از 96/1 می‌توان اظهار داشت که در سطح اطمینان 95/0 تأثیر متغیر میانجی وجدان تحصیلی در اثرگذاری سرمایۀ روانشناختی بر فرسودگی تحصیلی معنادار است. مقدار VAF محاسبه‌شده هم برابر است با: 315/0. این بدان معنی است که 5/31 درصد اثر کل سرمایۀ روانشناختی و فرسودگی تحصیلی ازطریق غیرمستقیم با متغیر میانجی وجدان تحصیلی تبیین می‌شود؛ بنابراین فرضیۀ چهارم نیز تأیید می‌شود.

برای برازش مدل ساختاری پژوهش از تعدادی از شاخص‌های نیکویی برازش استفاده شده است. 

 

جدول 4. شاخص‌های برازش مدل ساختاری تحقیق

نتیجه

مقدار مطلوب

نام شاخص

شاخص برازش

305/2

00/3>

شاخص مجذورکای

χ2/df

93/0

90/0<

شاخص نیکویی برازش

GFI

057/0

08/0>

ریشه میانگین مربعات خطای برآورد

RMSEA

033/0

05/0>

شاخص میانگین مجذور باقی‌مانده

RMR

92/0

90/0<

شاخص نرم‌شده برازندگی

NFI

94/0

90/0<

شاخص برازندگی فزاینده 

IFI

94/0

90/0<

شاخص برازش تطبیقی

CFI


جدول 4 مهم‌ترین شاخص‌های برازش است که نشان می‌دهد الگوی مفهومی پژوهش برای تبیین و برازش وضعیت مناسبی دارد.

 

بحث

این پژوهش با هدف برازش الگوی پیش‌بینی فرسودگی تحصیلی براساس مهارت حل مسئلۀ اجتماعی و سرمایۀ روانشناختی با میانجیگری وجدان تحصیلی و کمک‌طلبی تحصیلی انجام شده است. بر این اساس، نتایج این پژوهش نشان دادند مهارت حل مسئلۀ اجتماعی بر فرسودگی تحصیلی اثر منفی دارد. این یافتۀ پژوهش این‌چنین تبیین می‌شود که مهارت حل مسئلۀ اجتماعی موجب می‌شود دانش‌آموز در مواجهه با هر مشکلی در امر تحصیل، بدون اجتناب و درماندگی به دنبال یافتن راه‌حل‌های منطقی آن باشد. همچنین این فرایند باعث می‌شود فرد با غلبه بر مشکلات تحصیلی، احساس خودکارآمدی کند؛ بنابراین کمتر به فرسودگی تحصیلی دچار می‌شود؛ اما دانش‌آموزانی که مهارت حل مسئلۀ اجتماعی سازگارانه را خوب به کار نبرند، در مواجهه با هر نوع مشکل تحصیلی، دچار یأس و بدبینی می‌شوند و احساس ناکارآمدی خواهند کرد و همین جریان به فرسودگی تحصیلی منجر می‌شود که با کاهش کارآمدی، بدبینی و خستگی هیجانی همراه است. همچنین دانش‌آموزی که به حل مسئله نگرش مثبت دارد و آن را حل‌شدنی تلقی می‌کند و سعی دارد با استفاده از تفکر خود و جمع‌آوری اطلاعات به شکل منطقی مسائل تحصیلی خود را حل کند، کمتر به فرسودگی تحصیلی دچار می‌شود. همسو با این قسمت از یافتۀ پژوهش، در الگوی حل مسئلۀ اجتماعی دی زوریلا و نزو (1990) چنین فرض می‌شود که حل مسئله کارآمد، اثربخش و سازگارانه به جهت‌گیری مثبت نسبت به حل مسئله و به کارگیری مؤثر مهارت‌های منطقی مسئله بستگی دارد. حل مسئلۀ اجتماعی زمانی ناکارآمد و ناسازگارانه محسوب می‌شود که با جهت‌گیری منفی نسبت به مسئله و اجتناب شدید همراه شود.

براساس نظریۀ دسی و همکاران (1991)، افرادی که توانایی حل مسئله را به‌صورت سازگارانه دارند، بسیار خودمختارند و تکالیف تحصیلی را بسیار خوب انجام می‌دهند؛ زیرا برای آنها ارزش و قضاوت درونی مهم‌تر از کسب پاداش بیرونی است و در مقایسه با افراد فاقد توانایی حل مسئله کمتر حالت بی‌انگیزگی دارند. افراد دارای خودکارآمدی سطح بالا تمایل بیشتری دارند تا انرژی خود را صرف حل مسائل کنند؛ درحالی‌که افراد با خودکارآمدی سطح پایین با ارزیابی دلواپسی‌ها و نگرانی‌های خود، آزرده‌خاطر می‌شوند و به توانایی‌ها و مهارت‌های خود با دیدۀ شک و تردید می‌نگرند و پیش از تلاش برای حل مسئله، انتظار شکست دارند.

همچنین این بخش از یافته پژوهش با یافته‌های زهراکار و همکاران (1389) همخوانی دارد که در پژوهش‌های خود دریافتند آموزش مهارت حل مسئله خودکارآمدی را افزایش می‌دهد.

نتایج دیگر این پژوهش نشان دادند سرمایۀ روانشناختی بر فرسودگی تحصیلی اثر مستقیم و منفی دارد. می‌توان اینگونه تبیین کرد که سرمایۀ روانشناختی که از مؤلفه‌های خودکارآمدی، خوش‌بینی، امیدواری و تاب‌آوری تشکیل یافته است، با فرسودگی تحصیلی شامل خستگی هیجانی، بدبینی و کاهش خودکارآمدی، رابطه منفی دارد؛ زیرا دانش‌آموزانی که خودکارآمدند و در مواجهه با مسائل و مشکلات امیدوار و تاب‌آورند و نسبت به آینده و حل مسائل خوش‌بینند، در امور و مسائل تحصیلی کمتر دچار مشکل می‌شوند و از فرسودگی در امر تحصیلی فاصله می‌گیرند. بنابراین سرمایۀ روانشناختی ظرفیت روانی مطلوبی است که دانش‌آموزان با یادگیری آن خود را از آسیب‌ها و مشکلات تحصیلی ازجمله فرسودگی تحصیلی مصون می‌دارند. این بخش از یافتۀ پژوهش با یافته‌های جیانگ و همکاران (2009) همخوانی دارد که نشان داده‌اند دانش‌آموزانی که از خودکارآمدی بالایی برخوردارند، فرسودگی تحصیلی کمتری دارند و خودکارآمدی عامل پیش‌بینی‌کنندۀ قوی برای فرسودگی تحصیلی محسوب می‌شود.

شریفی فرد و همکاران ( 1393) طی پژوهش‌های خود به این نتیجه رسیدند که خودکارآمدی تحصیلی با فرسودگی تحصیلی رابطۀ معکوس و معناداری داشته است. براساس یافته‌های هاشمی نصرت‌آباد و همکاران (1390)، دانشجویان که سرمایۀ روانشناختی بالاتری دارند، از بهزیستی روانشناختی بهتری نیز برخوردارند. علیپور و همکاران (1392) نیز طی پژوهش خود پی بردند برنامۀ آموزشی سرمایۀ روانشناختی بر کاهش فرسودگی شغلی به‌ویژه خرده‌مقیاس‌های خستگی هیجانی و بدبینی مؤثر بوده است. با توجه به اینکه امید و خودکارآمدی از مؤلفه‌های سرمایۀ روانشناختی به حساب می‌آید و براساس پژوهش‌های اشاره‌شده رابطۀ معکوسی با فرسودگی تحصیلی دارند، این پژوهش‌ها به نوعی با یافته‌های پژوهش حاضر همخوانی دارند.

مطابق با نتایج پژوهش، تأثیر متغیر میانجی کمک‌طلبی تحصیلی در اثرگذاری مهارت حل مسئلۀ اجتماعی بر فرسودگی تحصیلی معنادار است و 28 درصد اثر کل مهارت حل مسئلۀ اجتماعی سازگارانه و فرسودگی تحصیلی، غیرمستقیم با متغیر میانجی کمک‌طلبی تحصیلی تبیین می‌شود. طبق نظر باتلر و نیومن (1995) دانش‌آموزان در شرایطی که با تکلیف درگیر می‌شوند، بیشتر به کمک‌طلبی اقدام می‌کنند و تقاضای اشاره‌های جزئی و سرنخ‌ها را ترجیح می‌دهند. این نوع تقاضاها احتمال دارد به رفع خطاها، حل دشواری‌ها و پیش‌رفتن به سمت تبحر و تسلط بر تکلیف کمک کنند. دانش‌آموزان زمانی که به کمک نیاز دارند و تقاضای کمک می‌کنند، نه‌تنها مشکلات تحصیلی را کاهش می‌دهند، دانش و مهارت‌هایی را کسب می‌کنند که در حل مسئله به آنها کمک می‌کند. بنابراین می‌توان این بخش از یافته پژوهش را این چنین تبیین کرد که رفتار کمک‌طلبی نوعی از فرایند راه‌حل‌یابی برای حل مسائل و مشکلات در زندگی است. فردی که مهارت حل مسئلۀ سازگارانه را یاد گرفته است، در زمان لازم به کمک‌طلبی از دیگران اقدام می‌کند. مهارت‌های حل مسئلۀ اجتماعی به فعالیت‌های رفتاری - شناختی گفته می‌شود که با آنها شخص تلاش می‌کند مشکلات را بفهمد و راه‌حل‌های مؤثر برای آنها پیدا کند. این مؤلفه چهار مرحله اصلی را شامل می‌شود: الف) تعریف و فرمول‌بندی مسئله؛ ب) تولید و خلق راه‌حل‌های مختلف؛ ج) تصمیم‌گیری و انتخاب راه‌حل‌های مؤثر؛ د) اجرا و ارزیابی راه‌حل‌ها (دیزوریلا و گلدفرید 1971). در مرحلۀ تولید و خلق راه‌حل‌های مختلف، فرد با استفاده از مهارت کمک‌طلبی به راه‌حل‌های خود می‌افزاید و فرایند حل مسئله را تسهیل می‌کند؛ بنابراین رفتارکمک‌طلبی نقش میانجی را در رابطۀ بین مهارت حل مسئلۀ اجتماعی و فرسودگی تحصیلی ایفاء می‌کند.

این یافته از پژوهش با یافته‌های شینگ و همکاران (2015) و دو و همکاران (2016) همخوانی دارد که پی بردند کمک‌طلبی با افزایش نمرات و یادگیری بیشتر و جهت‌گیری تسلط ارتباط معناداری دارد.

همچنین این یافته از پژوهش با بخشی از نتایج تحقیق خانکشی‌زاده و رضایی (1391) و محمودیان و همکارانش (1391) همخوان است که نشان داده‌اند متغیر پذیرش کمک‌طلبی به‌طور معنی‌داری عملکرد ریاضی را پیش‌بینی می‌کند و دانش‌آموزان دارای اختلال ریاضی از رفتارهای کمک‌طلبی برای حل مسائل، کمتر سود می‌برند. با اینکه هیچ پژوهشی نقش میانجی کمک‌طلبی را بر فرسودگی تحصیلی مطالعه نکرده است، براساس پژوهش‌های یادشده تأثیر کمک‌طلبی بر عملکرد تحصیلی تأیید شده است؛ بنابراین اینگونه تبیین می‌شود که چون کمک‌طلبی اثر مثبت بر عملکرد و پیشرفت تحصیلی دارد، بر فرسودگی تحصیلی اثر معکوس و منفی خواهد داشت.

ازجمله یافته‌های دیگر پژوهش این بود که سرمایۀ روانشناختی با میانجگری وجدان تحصیلی بر فرسودگی تحصیلی اثر غیرمستقیم و منفی دارد و معلوم شد حدود 38 درصد اثر کل سرمایۀ روانشناختی بر فرسودگی تحصیلی، غیرمستقیم به‌واسطۀ وجدان تحصیلی تبیین می‌شود. این نتیجه از یافته‌های پژوهش با نظر مایر و هرسکویچ (2001) مطابقت دارد که معتقدند وجدان نیرویی است که فرد را متعهد می‌کند بعضی رفتارهای معطوف به هدف را انجام دهد و افکار و سلیقه‌های متفاوت را برای شکل‌دهی رفتار سازنده هماهنگ کند. وجدان عامل درونی است که اعمال و اندیشه‌های انسان را کنترل می‌کند. همچنین این یافتۀ پژوهش با نتایج پژوهش‌های کومار و همکاران (2008) همخوانی دارد. آنها نشان دادند دانش‌آموزانی که از ویژگی وجدان تحصیلی بالایی برخوردارند، تکالیف مدرسه را کامل و با جدیت انجام می‌دهند و این ویژگی با پیشرفت تحصیلی مرتبط است. همچنین با یافته‌های دی فابیو و بوسونی (2007) هم همخوانی دارد که به این نتیجه رسیدند وجدان بهترین متغیر شخصیتی برای پیش‌بینی عملکرد تحصیلی و شغلی است. براساس نتایج پژوهش‌های یادشده می‌توان این قسمت از یافته‌های پژوهش را اینگونه تبیین کرد که وجدان تحصیلی، فرد را برای انجام به موقع تکالیف درسی وادار می‌کند و در این مسیر خودکارآمدی، امید و تاب‌آوری که مؤلفه‌های سرمایۀ روانشناختی هستند، در انجام تکالیف وارد عمل می‌شوند تا فرد با انرژی و امید به کار خود ادامه دهد و دچار فرسودگی تحصیلی نشود.

براساس نظریۀ شناختی – اجتماعی بندورا، نگرش‌ها، توانایی‌ها و مهارت‌های شناختی هر فرد، تشکیل‌دهنده چیزی است که «سیستم خود» نامیده می‌شود. این سیستم در چگونگی درک ما از شرایط مختلف و چگونگی رفتار ما در واکنش به آنها، نقش عمده‌ای دارد. خودکارآمدی بخش مهمی از این سیستم خود است. ازنظر بندورا، خودکارآمدی نشان‌دهندۀ باور فرد به قابلیت‌های خود در سازماندهی و انجام رشته فعالیت‌های لازم برای مدیریت شرایط و وضعیت‌های مختلف است. بسیاری از افراد قادرند برای خود اهدافی تعیین کنند و می‌دانند چه چیزهایی را می‌خواهند تغییر دهند. با وجود این، معمولاً به مرحلۀ عمل رساندن این برنامه‌ها کار ساده‌ای نیست (لوتانز[16]، 2006 / 1391 ترجمۀ رضایی‌منش، تقی‌زاد و کاهه). برای به مرحلۀ عمل رساندن برنامه‌ها، وجدان تحصیلی نقش واسطه‌ای دارد؛ بنابراین وجدان تحصیلی به‌منزلۀ نیروی درونی برای وادارسازی فرد به انجام تکالیف درسی، می‌تواند در کنار خودکارآمدی عمل کند.

امید از اجزاء سرمایۀ روانشناختی، حالت شناختی یا حالت متفکرانه است که فرد را قادر می‌کند تا اهداف و انتظارات واقع‌بینانه، اما چالشی را تعیین کند و ازطریق خودرهبری، نیروی اراده، انرژی و حس کنترل درونی، به آن اهداف دست یابد. نیروی اراده، فرد را برای جستجوی راه‌های جدید برمی‌انگیزد؛ درحالی‌که خلاقیت و نوآوری در توسعۀ راه‌های رسیدن به هدف به‌نوبۀ‌خود انرژی فرد را دوچندان می‌کند و هنگامی که این دو در کنار هم باشند، به بیشترشدن امید منجر می‌شود (اسنایدر، 2002). در اراده‌مندی و امیدواری نیز وجدان، نیروی کمکی است که موجب می‌شود فرد به فرسودگی دچار نشود.

با توجه به اینکه مدل مفهومی ارائه‌شده از برازش خوبی برخوردار بود می‌توان آن را نوآوری و یافتۀ علمی جدید تلقی کرد که در پیشگیری و درمان فرسودگی تحصیلی می‌تواند مؤثر واقع شود.

محدودیت این پژوهش به‌کارگیری ابزار خودگزارشی است که ممکن است به علت سوگیری مطلوبیت اجتماعی در شرکت‌کنندگان، بر درستی گزارش آنها تأثیر گذاشته باشد. براساس یافته‌های پژوهش پیشنهاد می‌شود مشاوران مدارس با استفاده از مدل ارائه‌شدۀ این پژوهش برای دانش‌آموزانی که دچار فرسودگی تحصیلی شده‌اند، بستۀ درمانی، طراحی و اجرا کنند. همچنین معلمان می‌توانند با آموزش مهارت حل مسئلۀ اجتماعی و سرمایۀ روانشناختی به دانش‌آموزان هم فرسودگی تحصیلی را کاهش دهند و هم از بروز آن پیشگیری کنند. به خانواده‌ها پیشنهاد می‌شود با مطالعه مهارت حل مسئلۀ اجتماعی، سرمایۀ روانشناختی، کمک‌طلبی و وجدان تحصیلی و پی‌بردن به اهمیت موضوع، آنها را در روش‌های تربیت به کار گیرند تا از بروز فرسودگی تحصیلی در فرزندان پیشگیری کنند.



1- academic burnout

2- social problem solving

3- Olivares &  D'Zurilla

1- psychological capital

2- Luthans

3- academic conscience

[7].Scanfold & Hochwarter

[8]. structural equation modeling

2- School – Burnout Inventory(SBI)

[10] . Social Problem Solving Inventory(SPSI)

[11]. Psychological Capital Questionnaire (PCQ)

[12] .Help Seeking Questionaire (HSQ)

[13]. Academic Consciousness Questionaire (ACQ)

1- Sobel test

2-Variance Accounted  For

[16] . Luthans

ابوالقاسمی، ع و نریمانی، م. (1384). آزمون‌های      روانشناختی. اردبیل: باغ رضوان.

 اسمعیلی دیزج، ش. (1392). بررسی اثربخشی آموزش امید بر کاهش فرسودگی تحصیلی. پایان‌نامۀ کارشناسی ارشد، رشتۀ روانشناسی تربیتی. دانشگاه علامه طباطبایی، دانشکدۀ روانشناسی و علوم تربیتی.

بدری گرگری، ر؛ مصرآبادی، ج؛ پلنگی، م و فتحی، ر. (1391). ساختار عاملی پرسشنامۀ فرسودگی تحصیلی با استفاده از تحلیل عاملی تأییدی در دانش‌آموزان متوسطه. فصلنامۀ اندازه‌گیری تربیتی، شماره 7، 180-164.

بهادری خسروشاهی، ج؛ هاشمی‌نصرت‌آبادی، ت و بیرامی، م. (1391). رابطۀ سرمایۀ روانشناختی و ویژگی‌های شخصیتی با رضایت شغلی در کتابداران کتابخانه‌های عمومی‌شهر تبریز. مجلۀ پژوهنده، شماره 90، 318-312.

جلیلیان، ن. (1391). بررسی تأثیر آموزش مهارت‌های مدیریت زمان بر میزان فرسودگی تحصیلی دانشجویان مقطع کارشناسی ارشد. پایان‌نامۀ کارشناسی ارشد روانشناسی تربیتی. دانشگاه علامه طباطبایی تهران.

خانکشی زاده، ط و رضایی، ا. (1391). رابطۀ دانش فراشناخت، نظریه‌های ضمنی هوش و نگرش به رفتارهای کمک‌طلبی با عملکرد ریاضی دانش‌آموزان دختر پایۀ سوم راهنمایی شهر تبریز. فصلنامۀ علوم تربیتی، 5 (18)، 108-89.

رستم اوغلی، ز و خشنودنیای چماچایی، ب. (1392). مقایسۀ وجدان تحصیلی و فرسودگی تحصیلی در دانش‌آموزان با و بدون ناتوانی یادگیری. مجلۀ ناتوانی‌های یادگیری، 2 (3)، 37-18).

زهراکار، ک؛ رضازاده، آ و احقر، ق (1389). بررسی اثربخشی آموزش مهارت حل مسئله بر خودکارآمدی دانش‌آموزان دختر دبیرستان‌های شهر رشت. فصلنامۀ اندیشه‌های تازه در علوم تربیتی، 5 (3)، 150-134.

شریفی‌فرد، ف؛ نوروزی، ک؛ حسینی، م؛ آسایش، ح و نوروزی، م. (1393). عوامل مرتبط با فرسودگی تحصیلی در دانشجویان پرستاری و پیراپزشکی دانشگاه علوم پزشکی قم. فصلنامۀ آموزش پرستاری، 3 (3)، 68-59.

علیپور، ا؛ صفاری‌نیا، م؛ صرامی‌فروشانی، غ؛ آقاعلیخانی، ع و آخوندی، ن. (1392). بررسی اثربخشی مداخلۀ سرمایۀ روانشناختی لوتانز بر فرسودگی شغلی کارشناسان شاغل در شرکت ایران خودرو دیزل. فصلنامۀ علمی‌تخصصی طب کار، 5 (3) 92، 41-30.

قدم‌پور، ع و سرمد، ز. (1382). نقش باورهای انگیزشی در رفتار کمک‌طلبی و پیشرفت تحصیلی دانش‌آموزان. مجلۀ روانشناسی 26، 7 (2)، 126-112.

لوتانز، ف. (1391). سرمایۀ روانشناختی. ترجمۀ ب رضایی‌منش، ع تقی‌زاده و م کاهه. تهران: نشر علمی. (تاریخ انتشار به زبان اصلی، 2006).

محمودیان، ح؛ صفری، ه؛ آقایی، ح؛ رضوانی‌فر، ش و میرمحمدتبار، س. (1391). مقایسۀ رفتارهای کمک‌طلبی تحصیلی در دانش‌آموزان عادی و دانش‌آموزان دارای ناتوانی یادگیری ریاضی. مجلۀ ناتوانی‌های یادگیری، پاییز 1391، 2 (1)، 119-107.

مخبری، ع؛ درتاج، ف و دره‌کردی، ع. (1390). بررسی شاخص‌های روانسنجی و هنجاریابی پرسشنامۀ توانایی حل مسئله اجتماعی. فصلنامۀ اندازه‌گیری تربیتی، 1 (4)، 72-55.

مرادی، س. (1392). بررسی اثربخشی آموزش حل مسئلۀ اجتماعی بر کنترل عاطفی و شایستگی اجتماعی دانش‌آموزان دختر آزاردیده. پایان‌نامۀ کارشناسی ارشد، رشتۀ روانشناسی بالینی. اردبیل: دانشگاه محقق اردبیلی.

میکائیلی، ن؛ افروز، غ و قلی زاده، ل. (1391). ارتباط خودپنداره و فرسودگی تحصیلی با عملکرد تحصیلی دانش‌آموزان دختر. مجلۀ روانشناسی مدرسه، 4، 102-90.

هاشمی نصرت‌آباد، ت؛ باباپور خیرالدین، ج و بهادری خسروشاهی، ج. (1390).نقش سرمایۀ روانشناختی در بهزیستی روانی با توجه به اثرات تعدیلی سرمایۀ اجتماعی. مجلۀ پژوهش‌های روانشناسی اجتماعی، 1 (4)، 144-123.

Butler, R. & Neuman, O (1995). Effects of task and ego achievement goal on help seeking behaviors and attitudes. Journal of Educational Psychology, 87, 267-271.

David, A. P (2010). Examining the relationship of personality and burn out in college students: the role of academic motivation. Education    Measurement and Evaluation Review, 1,90-104.

Deci, E.L., Vallerand, R.J., Pelletier, L.G. & Ryan, R.M (1991). Motivation and education: The self-determination perspective. Educational Psychologist, 26 (3 & 4), 325-346.

Di Fabio, A., & Busoni, L. (2007). Fluid intelligence, personality traits and scholastic success: Empirical evidence in a sample of Italian high school students. Personality and Individual Differences, 43(12), 2095–2104.

Dua , J. Xu. J.  Fan, X (2016). Investigating factors that influence students' help seeking in math homework: A multilevel analysis. Learning and Individual Differences. 48, 29–35

D'Zurilla, T. J., & Goldfried, M. R (1971). Problem solving and behavior modification. Journal of Abnormal Psychology, 78, 107- 126.

D’Zurilla, T. J., Nezu, A. M., & Maydeu-Olivares, A. (2002). Manual for the social problem solving inventory-revised(pp.211-244). Nourth Tonawanda, TY: Multi- Health Systems.

D'Zurilla, T. J., &. Maydeu – Olivares, A., & Kant, G. L (2002) Age and gender differences social problem- solving ability. Personality and Individual Differences, 25, 241-252.

D’Zurilla, T. J., & Nezu, A. M (1990). Development and preliminary evaluation of the Social Problem- Solving Inventory. Psychological Assessment, 2, 156-163.

Ji Won You (2016). The relationship among college students' sychological capital, learning empowerment, and engagement. Learning and Individual Differences.  49, 17–24

Komar, S., Brown, D. J., Komar, J. A., &Robie, C. (2008). Faking and the validity of conscientiousness: A Monte Carlo investigation. Journal of Applied Psychology, 93(18), 140–154.

Luthans F, Youssef CM, Avolio BJ. (2007). Psychological capital. New York: Oxford University Press.

Lay, C., Kovacs, A., & Danto, D. (1998). The relation of trait procrastination to the big five factor conscientiousness: An assessment with primary-junior school. Personality & Individual Differences, 25(2), 187-193.

McIlroy, D., & Bunting, B. (2002). Personality, behavior, and academic achievement: Principles for educators to inculcate and students to model. Journal Contemporary  Educational Psychology, 27(6), 226-237.

Meyer, J.P & Herscovitch, L (2001). Commitment in the workplace: To Ward a General Model. Human Ressource Management Review, 11 (3), 299-326

 May,R, W. . Bauer,b. K, N.  Fincham F, D (2015). School burnout: Diminished academic and cognitive performance. Personality and Individual Differences,  42, 126–131

Perla, E., and O’Donnel, B(2004). Encouraging problem solving in orientation and mobility. Journal of Visual Impairment & Blindness, 98, 47-52.

Ryan AM, Pintrich PR. (1997). Should I ask for help?” The role of motivation and attitudes in adolescents’ help seeking in math class. Journal of educational psychology, 89(2), 329-341

Salmela-Aro, K., & Näätänen, P. (2005). BBI-10. Nuorten [Method of assessing adolescents’ school burnout]. Helsinki: Edita.

Schenke, K. Lama,A, C. Conleya,A, M . Karabenick, S, A (2015). Adolescents' help seeking in mathematics classrooms: Relations between achievement and perceived classroom environmental influences over one school year. Contemporary Educational Psychology. 41, 133-146

Snyder, C. R (2002) Hope theory: Rainbows in the mind. Psychological Inquiry, 13, 249-275.

Youssef, C. M (2004). Resiliency development of organizations, leaders and employees: Multi-level theory building and individual-level, path-analytical empirical testing. Unpublished doctoral dissertation, University of Nebrasks-Lincoln.