The Effect of Mindfulness on Academic Achievement, and Academic Adjustment: The Mediation Role of Academic Self-concept

Document Type : Research Paper

Authors

1 MSc, Department of Psychology, Faculty of literature and humanities, Shahid Bahonar University of Kerman, Kerman, Iran masomehporparizi@gmail.com

2 Assistant professor of Department of Psychology, Faculty of literature and humanities, Shahid Bahonar University of Kerman, Kerman, Iran atowhidi@uk.ac.ir

3 Assistant professor of Department of Psychology, Faculty of literature and humanities, Shahid Bahonar University of Kerman, Kerman, Iran khezri47@yahoo.com

Abstract

The purpose of the present research was to investigate the relationship between mindfulness with academic achievement, and academic adjustment with the mediation role of academic self- concept among girl students of Farhangian university of Kerman. The research method was descriptive of path analysis. The sample composed of 299 students who were selected using simple random sampling method. In this research, in order to collect the data, grade point average of the first half of academic year, students’ adaptation to college questionnaire of Baker and Siryk (SACQ), the Freiburg mindfulness inventory (FMI), and academic self-concept questionnaire (ASCQ) were used. To analyze the data, descriptive statistics such as mean and standard deviation and in order to analyze the inferential data path analysis were used. The results of path analysis indicate that mindfulness has a direct and a significant relationship with academic achievement and academic adjustment, and academic self-concept has a mediation role with academic achievement and academic adjustment. From this research it is concluded that mindfulness increases academic achievement, academic adjustment, and academic self-concept. Thus, providing training based on improving mindfulness in academic environments would lead to an increase in academic achievement, academic adjustment, and academic self-concept.

Keywords

Full Text

موفقیت یا عدم‌موفقیت تحصیلی هر دو از مهم‌ترین دغدغه‌های هر نظام آموزشی‌اند. پیشرفت تحصیلی[1] در هر جامعه نشان‌دهندۀ موفقیت نظام آموزشی در زمینۀ هدف‌یابی و توجه به رفع نیازهای فردی است؛ بنابراین نظام آموزشی زمانی کارآمد و موفق است که پیشرفت تحصیلی دانشجویان آن در دوره‌های مختلف دارای بیشترین رقم باشد (تمنائی‌فر و گندمی، 1390). پیشرفت تحصیلی پارامتر آموزشی است که مهم‌ترین عامل موفقیت اجتماعی و فردی محسوب می‌شود (اشتاینمایر، دیگنر و اسپیناس، 2010) و از این بابت بیشترین نگرانی استادان، مسئولان آموزشی دانشگاه و خانواده‌های دانشجویان را به خود اختصاص داده است (کاوشیپور، نورافشان، پوراحمد، دهقانی-نژوانی، 2015). افت تحصیلی طیف مخالف پیشرفت تحصیلی محسوب می‌شود که تأثیر منفی بر سرنوشت فرد دارد و هزینه‌های گزافی بر خانواده و جامعه تحمیل می‌کند (رفاهی و پناهنده، 1394). به نظر می‌رسد پیشرفت تحصیلی متغیر چندبعدی باشد که از عوامل زیادی تأثیر می‌گیرد (دادوویتس، لی، و چانگ، 2013). یکی از این عوامل ذهن‌آگاهی[2] محسوب می‌شود که عبارت است از توجه به طریقی خاص، معطوف به هدف در زمان حال و بدون داوری نسبت به تجربیات درونی و بیرونی. بیشتر، این حالت ذهنی با شیوه‌های مختلف مراقبه (مدیتیشن[3]­) آموخته می‌شود. نخستین بار لانگر[4]، روانشناس تربیتی، این اصطلاح را به کار برد. کابات زین[5] این رویکرد را در دهه 1970 پس از تأسیس کلینیک کاهش استرس در مرکز پزشکی ماساچوست[6] معرفی کرد (امیدی و محمدخانی، 1388). اصولاً روانشناسان تربیتی مفاهیم بسیاری ازجمله پیشرفت تحصیلی، سازگاری تحصیلی، و خودپنداره تحصیلی (آریپاتامنیل، 2011) و همچنین ذهن‌آگاهی را بررسی کرده‌اند (دیویس، 2012)، واژۀ ذهن‌آگاهی، برگردان واژه sati است که در آئین بودا به معنای آگاهی[7] و نوعی ظرفیت معنوی[8] یا روانشناختی است. در روانشناسی، با توجه به اینکه چه کسی با چه روش و دیدگاهی، ذهن‌آگاهی را مطالعه می‌کند، تعاریف متفاوت است. بعضی آن را حالت ذهنی می‌دانند و برخی دیگر آن را مجموعه‌ای از مهارت‌ها و فنون در نظر می‌گیرند (براون، ریان و کرسول، 2007). ویژگی تمام تعریف‌ها آن است که همه بر دو عنصر، توجه مستقیم به زمان حال و کنجکاوی، گشودگی و پذیرش تأکید دارند. بیشتر پژوهشگران دربارۀ این دو عنصر در تعریف ذهن‌آگاهی توافق دارند (بیشاپ و همکاران، 2004). افراد ذهن‌آگاه به‌جای واکنش تکانه‌ای یا عادت‌وار، به پردازش واقع‌بینانه‌تر رویدادها اقدام می‌کنند و با توجه به اینکه واقعیات درونی و بیرونی را بدون تحریف ادراک می‌کنند، حوادث را کمتر از آن میزان ناراحت‌کننده،‌ دریافت و پردازش می‌کنند و توانایی زیادی در مواجهه با دامنۀ گسترده‌ای از تفکرات، هیجان‌ها و تجربه‌ها دارند (فالکسنتروم، 2010).

دربارۀ ذهن‌آگاهی و پیشرفت تحصیلی پژوهش‌هایی زیادی صورت گرفته است. پیشرفت تحصیلی دانشجویان دارای ذهن‌آگاهی بالا به‌طور معناداری بیشتر از دانشجویانی است که ذهن‌آگاهی پایینی دارند (محتشمی، فرقدانی و گنجی، 1392). در پژوهشی که به کشف اثرات برنامۀ ذهن‌آگاهی برای دانش‌آموزان دبیرستانی صورت گرفت، نشان داده شد آموزش ذهن‌آگاهی باعث پیشرفت تحصیلی (لیلاند، 2015) و همچنین سبب افزایش تمامی جنبه‌های خودپنداره[9] می‌شود (فرانکو، ماناس، کانگاس و کالگو، 2011). همچنین در پژوهشی که ذهن‌آگاهی در آموزش و یادگیری بررسی شد مشخص شد آموزش ذهن‌آگاهی پیشرفت تحصیلی را بیشتر می‌کند (مزارک و همکاران، 2017). در پژوهشی دیگر نشان داده شد ذهن‌آگاهی در پیشرفت تحصیلی نقش میانجی دارد (اسماچنکو، 2013). دیگر پژوهش‌ها نیز نشان داده‌اند ذهن‌آگاهی به‌طور غیرمستقیم با اثرگذاری بر استرس، خودکارآمدی[10] و سایر متغیرها، بر پیشرفت دانش‌آموزان تأثیر می‌گذارد (توئودورزاک، 2013). همچنین در مطالعۀ بولمایجر، پرینگر، تال و کوایج پرس (2010) نشان داده شد دانشجویان با پیشرفت تحصیلی بالاتر دارای ذهن‌آگاهی بیشتری‌اند. ذهن‌آگاهی موجب می‌شود فرد توانایی‌های خود را شناخته و یاد بگیرد تا با هیجان‌ها و افکار منفی، مقابله و حوادث ذهنی را به‌صورت مثبت تجربه کند.

یکی دیگر از ابعاد مهم در پیشرفت تحصیلی، سازگاری تحصیلی است (شریفی ریگی و همکاران، 1397). سازگاری تحصیلی[11] ناظر به توانمندی فراگیران در انطباق با شرایط و الزامات تحصیل و نقش‌هایی است که مدرسه و دانشگاه به‌منزلۀ نهاد اجتماعی فراروی آنها قرار می‌دهد (تمنائی‌فر و مرادی، 1394). پذیرفته‌شدن در دانشگاه و انتقال از دوره دبیرستان به دانشگاه برای بسیاری از جوانان تغییر بزرگ و عمده در زندگی آنان محسوب می‌شود. ورود به دانشگاه فرصتی برای یادگیری بیشتر رشد روانی است (فریدلندر، رید، شاپاک و کریبی، 2007)؛ اما درعین‌حال برای عده‌ای منبع استرس و موجب بروز واکنش‌های ناسازگارانه در آنان می‌شود. زمانی که دانشجویی پس از گذراندن آزمون سراسری وارد دانشگاه می‌شود با شرایط جدیدی مواجه است که باید خود را با آن منطبق کند. موقعیت آموزشی و اجتماعی که دانشجو در آن قرار می‌گیرد، پیچیده، متنوع و گسترده است. لازمۀ انطباق با این محیط، ترک قسمتی از شیوه‌های زندگی دورۀ دانش‌آموزی و کسب شیوه جدید در شرایط تازه است (فرحبخش، 1390). ناتوانی دانشجو در این فرایند می‌تواند به ترک تحصیل، تمایل به تغییر رشته و عدم‌پیشرفت تحصیلی منجر شود و علاوه بر این با عوارض روانی همراه باشد (وانگ، چن، ژائو و ژو، 2006). به دلیل اهمیت سازگاری تحصیلی در پیشرفت و عملکرد تحصیلی[12]، مطالعات زیادی دربارۀ رابطۀ سازگاری تحصیلی با سایر متغیرهای روانشناسی انجام شده است. برخی پژوهش‌ها مزایا و رابطۀ ذهن‌آگاهی بر سازگاری تحصیلی را نشان داده‌اند؛ ازجمله مطالعۀ فرح بیجاری، پیوسته‌گر و ظریف جلالی (1392) نشان داد فردی که خودپنداره مثبت دارد، به برقراری ارتباط‌های سالم و مثبت با دیگران و محیط قادر است که این واکنش‌ها به سازگاری مطلوب او منجر می‌شود. متلر، کارسلی، جولی و هیس (2017) نیز نشان دادند ذهن‌آگاهی به‌طور چشمگیری با تمامی حوزه‌های سازگاری (تحصیلی، اجتماعی، فردی و عاطفی) رابطه دارد. کارسون، کارسون، کیل و بائوکام (2004) اثرات مثبت ذهن‌آگاهی را بر خودپنداره دانش‌آموزان نشان دادند. در پژوهشی دیگر عنوان شد ذهن‌آگاهی بر سازگاری تحصیلی 362 دانشجوی سال اول تأثیر مثبت داشت (اسماچنکو و لیتر، 2014). جعفری، شاطریان، محمدی و فرقدانی (1393) و چاز (2009) نیز نشان دادند بین ذهن‌آگاهی و سازگاری کلی رابطۀ مثبت معناداری وجود دارد. قاسمی جوبنه، موسوی، و ظنی‌پور، و حسینی صدیق (1395) نشان دادند افراد با ذهن‌آگاهی بالا دارای سازگاری تحصیلی بیشتری‌اند. چمبرس و گلن و الن (2009) نشان دادند افراد دارای رفتارهای سازگارانه حالت‌های روانشناختی مثبت نیز دارند؛ چنانچه عنایتی (1395) نشان داد دانشجویان با سازگاری پایین نمرات پایینی را در سازگاری کسب کرده‌اند.

خودپنداره تحصیلی[13] بازنمایی توانایی ذهنی افراد در حوزه‌های تحصیلی و ارزیابی از توانایی‌های تحصیل خود است که نقش مهمی در فهم یادگیری دانشجویان و رشد و موفقیت آن‌ها در دانشگاه دارد (پینکستن و همکاران، 2015). بسیاری از مطالعات، خودپنداره تحصیلی را پیش‌بینی‌کنندۀ مهم پیشرفت تحصیلی دانش‌آموزان و دانشجویان در نظر می‌گیرند؛ درحالی‌که مطالعات دیگری روابط علی بین دو متغیر را در نظر می‌گیرند. بیشتر مطالعات از روابط متقابل بین خودپنداره و پیشرفت تحصیلی حمایت می‌کنند (مشکات و حسینی، 2015). بین خودپنداره تحصیلی و پیشرفت تحصیلی رابطۀ قوی وجود دارد (قزوینی، 2011؛ لطفی عظیمی و ابراهیمی قوام، 1394). مطالعات اندکی ازجمله پژوهش ینگیملکی، کلانترکوشه و ملک‌تبار (2015) نیز وجود دارد که رابطۀ بین خودپندارۀ تحصیلی و پیشرفت تحصیلی را نفی کرده‌اند.

بی‌تردید موفقیت بزرگسالان در سازش با مسائل مختلف زندگی اعم از ابعاد فردی و اجتماعی و تحصیلی تا حدود زیادی متأثر از خودپنداره آنان است (یارمحمدیان، مولوی و ایرانپور، 1382). همان‌طور که پژوهش کاظمی و افشون (1393) نشان دادند خودپنداره تحصیلی با سازگاری تحصیلی رابطه دارد. وترز، جرمایجز، کولپین، و ورشورن (2011) هم به این نتیجه رسیدند که مفهوم خودپنداره تحصیلی بر سازگاری تحصیلی مؤثر است. هر چه مفهوم خود، مثبت‌تر باشد میزان سازگاری تحصیلی و موفقیت تحصیلی نیز افزایش می‌یابد.

دربارۀ رابطه و اثرات ذهن‌آگاهی بر خودپنداره تحصیلی نیز مطالعاتی صورت گرفته است و نشان داده شده است ذهن‌آگاهی با خودپنداره رابطه‌ای مستقیم دارد، رفتارهای آگاهانه کمک چشمگیری به خودپنداره می‌کند (هانلی و گارلاند،2017) در پژوهشی برای بهبود انواع خودپنداره‌های تحصیلی و غیرتحصیلی پیاده‌سازی مداخلات ذهن‌آگاهی در مدارس پیشنهاد و نشان داده شده است که ذهن‌آگاهی با خودپندارۀ تحصیلی رابطۀ مثبت دارد (پالومینو، 2017) و همین‌طور پژوهش کریستینی و کارپورسور (2015) به تأثیر مثبت ذهن‌آگاهی بر خودپنداره اشاره کرده‌اند.

معلمان یکی از اثرگذارترین قشر در تربیت نسل آینده‌اند؛ زیرا آینده هر تمدن و فرهنگی و تعالی هر جامعه‌ای ارتباطی تنگاتنگی با آموزش و پرورش صحیح آن جامعه دارد و تحقق اهداف متعالی در گروی داشتن معلمانی شایسته به‌منزلۀ عنصر درونی نظام آموزشی و تأثیرگذار بر دانش‌آموزان است (محمدی درویش بقال، پیرچراغ علی، نعمتی و گیاهپور، 1394)؛ بنابراین خودپنداره یا تصویری که معلمان از خودشان و از جنبۀ تأثیری که در آینده بر دانش‌آموزان خواهند گذاشت، اهمیت دارد.

ازطرفی یکی از مشکلاتی که همانند سایر دانشجویان بر سر راه دانشجو معلمان قرار دارد، استرس ورود به دانشگاه، مسئلۀ خودارزشمندی یا خودپنداره، کسب موفقیت تحصیلی و سازگاری با این محیط جدید، همگی چالش‌هایی در محیط اجتماعی جدید دانشگاه‌اند (زکی، 1389). همچنین در دهۀ اخیر روانشناسی غرب، اهمیت ذهن‌آگاهی را دریافته و شروع به شناسایی مزایای زیاد آموزشی آن کرده است اثر تمرینات ذهن‌آگاهی بر بهبود مهارت‌های شناختی و عملکرد تحصیلی ثابت شده است (هریس، 2009). با توجه به نکات مطرح‌شده و پژوهش‌های اندک صورت‌گرفته در زمینۀ روابط و اثرات ذهن‌آگاهی بر دانشجو معلمان ضروری به نظر می‌رسد روابط برخی متغیرهای مرتبط با برخی از ابعاد تحصیلی ازجمله پیشرفت تحصیلی، سازگاری تحصیلی، ذهن‌آگاهی و خودپنداره تحصیلی و به‌ویژه نقش خودپنداره تحصیلی به‌عنوان میانجی و ذهن‌آگاهی به‌عنوان متغیر تأثیرگذار بر روند تحصیل دانشجو معلمان شناسایی شود تا بتوان از نتایج استفاده و به دانشجو معلمان در تشخیص متغیرهای تأثیرگذار کمک کرد و بتوان به نحوی روند آموزش را بهبود بخشید. در این راستا قزوینی (2011) و لطفی عظیمی و ابراهیمی قوام (1394) بر رابطۀ بین خودپنداره افراد در هر دو پیشرفت تحصیلی و وترز و همکاران (2011) بر رابطۀ بین خودپنداره و سازگاری تحصیلی تأکید داشتند. ازطرفی پالومینو (2017) و کریستینی و کارپورسور (2015) به رابطۀ بین ذهن‌آگاهی و خودپنداره اشاره داشتند. لازم است مشخص شود آیا خودپنداره می‌تواند نقش میانجی را بین ذهن‌آگاهی و هر دو پیشرفت تحصیلی و سازگاری تحصیلی داشته باشد. بنابراین فرضیه‌های پژوهش عبارت‌اند از: 

1-  ذهن‌آگاهی با پیشرفت تحصیلی رابطه دارد.

2-  ذهن‌آگاهی با سازگاری تحصیلی رابطه دارد.

3-  خودپنداره تحصیلی به‌منزلۀ میانجی بین ذهن‌آگاهی بر پیشرفت تحصیلی تأثیر دارد.

4-  خودپنداره تحصیلی به‌منزلۀ میانجی بین ذهن‌آگاهی بر سازگاری تحصیلی تأثیر دارد.

در شکل 1، مدل مفهومی پژوهش ارائه شده است.

 

 

 

شکل 1. مدل مفهومی پژوهش

 

 

 روش پژوهش


روش پژوهش، جامعه و نمونه: پژوهش توصیفی و از نوع تحلیل مسیر بود. جامعۀ آماری شامل کلیه دانشجو معلمان دختر (800) دانشگاه فرهنگیان کرمان در سال تحصیلی 96-95 بود که با استفاده از جدول مورگان و احتمال 15% ریزش 299 نفر به روش تصادفی ساده انتخاب شدند. رده سنی بین 19 تا 23 سال بود. دانشجو معلمان پرسشنامه‌ها را تکمیل کردند و در زمان برگرداندن پرسشنامه‌ها، کنترل و از تکمیل کامل آنها اطمینان حاصل شد. بر اساس این، کلیۀ پرسشنامه‌ها برگشت داده شدند. ابزارهای سنجش: برای سنجش پیشرفت تحصیلی از معدل تحصیلی نیمسال اول 96-1395 استفاده شد.

پرسشنامۀ سازگاری دانشگاه (SACQ)[14]: بیکر و سریاک (1986) پرسشنامه را با 67 سؤال طراحی کردند و چهار خرده‌مقیاس سازگاری تحصیلی (24 سؤال)، سازگاری اجتماعی (20 سؤال)، سازگاری شخصی- هیجانی (15 سؤال) و دلبستگی به مؤسسه / دانشگاه را دارد. در پژوهش حاضر از خرده‌مقیاس سازگاری تحصیلی استفاده شد. در این پرسشنامه مشارکت‌کننده با استفاده از مقیاس 7 درجه‌ای لیکرت (اصلاً دربارۀ من صدق نمی‌کند: 1 تا کاملاً دربارۀ من صدق می‌کند: 7)، میزان توافق خود را با هر یک از گویه‌ها نشان می‌دهد؛ بنابراین نمرۀ فرد در خرده‌مقیاس سازگاری تحصیلی بین 24 تا 168 قرار می‌گیرد. هر چه نمره بیشتر می‌شود، نشان‌دهندۀ سازگاری تحصیلی بیشتر است. در بررسی بیکر و سریاک ضریب آلفای کرونباخ[15] همۀ خرده‌مؤلفه‌ها و نمره کل بیشتر از 80/0 بود. میکائیلی منیع (1389) پرسشنامه را به فارسی ترجمه کرد و سپس روایی و پایایی آن را در بین دانشجویان دانشگاه ارومیه بررسی کرد که دارای روایی مطلوب بود و پایایی آن براساس آلفای کرونباخ 78/0 به دست آمد. در پژوهش عزیزی‌نژاد (1395) نیز 84/0 بود.

در پژوهش حاضر روایی پرسشنامه براساس شاخص‌های همسانی درونی[16] تحلیل عاملی[17] مطلوب است. در تحلیل عاملی زمانی که بیشتر سؤال‌ها روی عامل اول بار گیرند، به این معنی است که پرسشنامه از همسانی درونی برخوردار است (ابراهیمی، نشاط دوست، کلانتری، مولوی، و اسداللهی، 1387). بر اساس این، روایی سازه (همسانی درونی) یا همبستگی درونی به روش تحلیل عاملی انجام شد و نتایج نشان دادند بیشتر سؤال‌ها روی عامل اول بود که دلالت بر همسانی درونی پرسشنامه داشت (74/0 = KMO، 17/1143 = χ2. 276 = df، 0001/0 = p). همچنین در پژوهش حاضر پایایی نیز با آلفای کرونباخ 92/0 به دست آمد.

سیاهۀ ذهن‌آگاهی فرایبورگ[18]: باچهلد، گراسمن و والاچ (2001) فرم اولیۀ این سیاهه را طراحی کردند که شامل 30 سؤال بود. بعدها فرم کوتاه با 14 گویه که برای استفاده جمعیت عمومی مناسب‌تر است طراحی شد. والاچ، باچهلد، باتنمولر، کلاینکنکت و اشمیت (2006) از مشارکت‌کنندگان خواستند براساس مقیاس لیکرت 4 درجه‌ای (به‌ندرت: 1 تا تقریباً همیشه: 4) به سؤال‌ها را پاسخ دهند. درخور ذکر است عبارت شماره 13 به‌صورت معکوس نمره‌گذاری می‌شود. حداقل نمره 14 و حداکثر 56 است. نمرۀ بیشتر نشان‌دهندۀ ذهن‌آگاهی بیشتر است. قاسمی جوبنه و همکاران (1394) فرم کوتاه پرسشنامۀ ذهن‌آگاهی را به فارسی، ترجمه سپس روایی و پایایی آن را بررسی کردند. روایی با روایی همزمان و مدل تحلیل عاملی محاسبه شد. ضریب پایایی به شیوۀ ضریب آلفای کرونباخ و بازآزمایی به دست آمد. ضریب پایایی آلفای کرونباخ 092/0، تتای ترتیبی 93/0 و ضریب پایایی بازآزمایی به فاصلۀ چهار هفته 83/0 به دست آمد. 

در تحلیل عاملی تأکید بر این است که بیشتر سؤال‌ها روی عامل اول قرار گیرند تا پرسشنامه از همسانی درونی برخوردار باشد (ابراهیمی و همکاران، 1387). بر اساس این، در پژوهش حاضر پرسشنامۀ ذهن‌آگاهی به‌منظور بررسی روایی سازه با استفاده از روش تحلیل عاملی نشان داد پرسشنامه تا حدی از همسانی درونی مناسبی برخوردار بود (51/0 = KMO، 63/246 = 2χ. 91 = df، 0001/0 = p) [گرچه KMO خیلی پایین و در پایین‌ترین سطح ممکن است، می‌توان تحلیل عاملی انجام داد. بنا به نظر بیور، لونزبری و همکاران (2013) اگر KMO زیر ا 50/0 باشد، به هیچ‌وجه دیگر امکان انجام تحلیل عاملی وجود نخواهد داشت]. همچنین در پژوهش حاضر پایایی نیز با آلفای کرونباخ 91/0 به دست آمد.

پرسشنامۀ خودپنداره تحصیلی[19] (ASCQ): لیو و وانگ (2005) پرسشنامه را با مراجعه به مقیاس عزت‌نفس تحصیلی بتل (1981)، خودپنداره تحصیلی مارش، رلیچ، و اسمیت (1983) و مقیاس وضعیت تحصیلی پریز و هریس (1964) طراحی کردند. گویه‌ها پاسخ‌های مثبت و منفی دارد. پرسشنامه شامل دو خرده‌مقیاس است: زیرمقیاس اعتماد تحصیلی دانشجویان (10 گویه: احساسات و ادراکات دانشجویان دربارۀ صلاحیت تحصیلی آنها) و زیرمقیاس تلاش تحصیلی دانشجویان (10 گویه: تعهد دانشجویان و درگیری و علاقه به کار در دانشگاه) را اندازه می‌گیرد. از مشارکت‌کننده خواسته می‌شود براساس مقیاس لیکرت 4 درجه‌ای (بلی همیشه: 4 و خیر همیشه: 1) به سؤال‌ها پاسخ دهد. گویه‌های فرد (1، 3، 5، 7، 9، 11، 13، 15، 17، 19) خرده‌مقیاس اعتماد تحصیلی را تشکیل می‌دهند. گویه‌های زوج (2، 4، 6، 8، 10، 12، 14، 16، 18، 20) تلاش تحصیلی را اندازه‌گیری می‌کنند. در این پرسشنامه نمره‌ها دامنه‌ای از 20 تا 80 دارند و سؤال‌های (2، 4، 7، 9، 11، 13، 14، 16، 17 و 20) به‌صورت معکوس نمره‌گذاری می‌شوند.

گوروئی، خیر و هاشمی (1390) روایی پرسشنامه را براساس شاخص‌های همسانی درونی تحلیل عاملی تحلیل کردند که نتایج نشان دادند پرسشنامه از روایی مطلوبی برخوردار بود. پایایی را براساس آلفای کرونباخ 67/0 به دست آوردند.

در پژوهش حاضر پرسشنامۀ خودپنداره تحصیلی با در نظر گرفتن دو عامل (اعتماد تحصیلی و تلاش تحصیلی) به روش تحلیل عاملی بررسی و روایی سازه تأیید شد. با توجه به نظر ابراهیمی و همکاران (1387) مشخص شد پرسشنامه دارای همسانی درونی بود (70/0 = KMO، 20/938 = χ2. 190 = df، 0001/0 = p). همچنین در پژوهش حاضر پایایی به روش آلفای کرونباخ 90/0 به دست آمد.

روش اجرا و تحلیل: برای تحلیل داده‌ها از روش تحلیل آمار توصیفی (میانگین و انحراف معیار) و آمار استنباطی (تحلیل مسیر) به کمک بستۀ نرم‌افزار آماری در علوم اجتماعی (SPSS)[20] نسخه 21 به همراه تحلیل ساختارهای گشتاوری (AMOS)[21] استفاده شد.

 

یافته‌ها

در این بخش ابتدا یافته‌های توصیفی متغیرهای مطالعه و مفروضه‌های تحلیل مسیر و سپس نتایج تحلیل‌هایی مطرح می‌شوند که به‌منظور بررسی فرضیه‌های پژوهش انجام شده‌اند.

نتایج تحلیل داده‌های توصیفی پیشرفت تحصیلی، سازگاری تحصیلی، ذهن‌آگاهی و خودپنداره تحصیلی و نتایج مفروضه نرمال‌بودن باقیمانده‌ها[22] با استفاده از آزمون کولموگروف اسمیرنوف[23] در جدول 1 ارائه شده‌اند.

پیش از اجرای پژوهش، مفروضه‌های تحلیل مسیر ارزیابی شدند.نتیجه گرفته شد توزیع‌های پیشرفت تحصیلی (64/0 = p)، سازگاری تحصیلی (44/0 = p)، ذهن‌آگاهی (31/0 = p)، و خودپنداره تحصیلی (69/0 = p) نرمال بودند؛ یعنی مفروضۀ نرمال‌بودن داده‌ها برقرار بود. مفروضۀ دیگر رابطۀ خطی مشترک چندگانه بین متغیرهای بررسی‌شده بود که نتایج نشان دادند این مفروضه نیز برقرار بود. این نتایج در جدول 2 ارائه شده‌‌اند.

 

 

جدول 1. شاخص‌های توصیفی و ماتریس همبستگی متغیرهای پژوهش

متغیر

داده‌های توصیفی

ماتریس همبستگی

میانگین

انحراف استاندارد

معناداری

آماره آزمون

1

2

3

4

1

ذهن‌آگاهی

14/38

72/3

31/0

96/0

1

 

 

 

2

پیشرفت تحصیلی

50/17

57/1

64/0

76/0

16/0

1

 

 

3

سازگاری تحصیلی

83/108

74/17

44/0

86/0

*12/0

*25/0

1

 

4

خودپنداره تحصیلی

75/55

00/6

69/0

71/0

30/0

*16/0

*48/0

1

p ≤05/0

 

با توجه به جدول 1، دانشجویان دختر دانشگاه فرهنگیان در پیشرفت تحصیلی دارای میانگین 50/17 و انحراف معیار 57/1/؛ در سازگاری تحصیلی دارای میانگین 83/108 و انحراف معیار 74/17، در ذهن‌آگاهی دارای میانگین 14/38 و انحراف معیار 72/3 و در خودپنداره تحصیلی دارای میانگین 75/55 و انحراف معیار 00/6 هستند.

پس از بررسی و تأیید الگوهای اندازه‌گیری در گام نخست، در گام دوم از تحلیل مسیر برای آزمون فرضیه‌ها استفاده شده است. برای آزمون معناداری فرضیه‌ها از دو شاخص جزئی مقدار بحرانی و سطح معناداری استفاده شده است. مقدار بحرانی مقداری است که از حاصل تقسیم تخمین وزن رگرسیونی بر خطای استاندارد به دست می‌آید. براساس سطح معناداری 05/0، مقدار مسیر بحرانی باید بیشتر از 96/1 یا کمتر از 96/1- باشد و کمتر از این مقدار، پارامتر مربوط در الگو مهم شمرده نمی‌شود و همچنین مقادیر کوچک‌تر از 05/0 برای مقدار سطح معناداری حاکی از تفاوت معنادار محاسبه‌شده برای وزن‌های رگرسیونی با مقدار صفر در سطح اطمینان 99/0 دارد و درکل برای تأیید یا رد فرضیات پژوهش به کار می‌رود. عدد معناداری هر چقدر از 96/1 بزرگ‌تر باشد، نشان می‌دهد متغیر پیش‌بین اثر قوی‌تری روی متغیر ملاک دارد. منظور از ضریب استاندارد بارهای عاملی است، هر چه بار عاملی بزرگ‌تر و به عدد یک نزدیک‌تر باشد، یعنی متغیر مشاهده‌شده (سؤال) بهتر می‌تواند متغیر مکنون یا پنهان را تبیین کند و به معنای اثرگذاری بیشتر متغیر پیش‌بین بر متغیر ملاک است. اگر این مقدار کمتر از 3/0 باشد، متوسط، اگر بین 3/0 تا 6/0 باشد، خوب و اگر بالای 6/0 باشد، عالی است.

در شکل 2 ضرایب استاندارد مدل پیشنهادی و در جدول 2، شاخص‌های کلی برازش مدل ارائه شده‌اند.

 

 

 

شکل 2. ضرایب استاندارد مدل پیشنهادی

 

 

رابطۀ مستقیم بین ذهن‌آگاهی و پیشرفت تحصیلی (01/0- = r) به علت نبود همبستگی حذف شد. نتایج برازش مدل پیشنهادی و مدل نهایی براساس شاخص‌های برازش در جدول 2 ارائه شده‌اند.


 

جدول 2. نتایج برازش مدل پیشنهادی و مدل نهایی براساس شاخص‌های برازش

شاخص

χ2

df

  

p

RMR

GFI

AGFI

IFI

TLI

CFI

NFI

RMSEA

ملاک برازش

-

-

1 تا 5

>05/0

<  5/0

>90/0

>90/0

>90/0

>90/0

>90/0

≥ 95/ 0

06/0تا 08/0

مدل اولیه

14/4

1

14/4

04/0

36/0

99/0

93/0

98/0

88/0

98/0

97/0

10/0

نتیجۀ برازش

-

-

≈ +

-

+

+

+

+

-

+

+

-

مدل نهایی

30/4

2

15/2

17/0

37/0

99/0

96/0

99/0

96/0

99/0

97/0

06/0

نتیجۀ برازش

-

-

+

+

+

+

+

+

+

+

+

+

 

 

نتایج جدول 2 نشان می‌دهند تقریباً نیمی از شاخص‌های مدل اولیه برازش نداشت که پس از حذف رابطۀ ذهن‌آگاهی با پیشرفت تحصیلی، مدل نهایی برازش بسیار خوبی پیدا کرد.

در شکل 3، نتایج برازش مدل نهایی پژوهش به همراه ضرایب مسیر استاندارد و نتایج ضرایب بتا به همراه معناداری روابط مستقیم در جدول 3 ارائه شده‌‌اند.

 

 

شکل 3. مدل نهایی پژوهش

 

جدول3. پارامترهای اندازه‌گیری روابط مستقیم

مسیر

b

B

SE

CR

معناداری

ذهن‌آگاهی  خودپنداره تحصیلی

07/0

28/0

23/0

21/1

22/0 > p

خودپنداره تحصیلی  سازگاری تحصیلی

62/0

33/0

02/0

85/13

01/0 > p

خودپنداره تحصیلی  پیشرفت تحصیلی

17/0

01/0

006/0

00/3

003/0 > p

ذهن‌آگاهی  سازگاری تحصیلی

12/0-

 27/0

09/0

85/2-

04/0 > p

 

 

بر اساس نتایج جدول 3، رابطۀ مستقیم ذهن‌آگاهی و خودپنداره معنی‌دار نیست (22/0 p، 07/0 = b)؛ ولی روابط مستقیم بین خودپندارۀ تحصیلی و سازگاری تحصیلی (01/0 p، 62/0 = b)، خودپنداره و پیشرفت تحصیلی (003/0 p، 17/0 = b) و ذهن‌آگاهی و سازگاری تحصیلی (04/0 p، 12/0 - = b) معنادار است.

 پارامترهایاندازه‌گیری روابط غیرمستقیم به همراه مسیر و ضریب استاندارد مسیر ذهن‌آگاهی به پیشرفت تحصیلی در شکل 4 و مسیر ذهن‌آگاهی به سازگاری تحصیلی در شکل 5 ارائه شده‌اند. نتایج ضرایب بتا و معناداری اثر کل، غیرمستقیم و مستقیم ذهن‌آگاهی بر پیشرفت تحصیلی و بر سازگاری تحصیلی نیز در جدول 4 ارائه شده‌‌اند.

 

 

 

شکل 4. ضرایب استاندارد مسیر غیرمستقیم ذهن‌آگاهی به پیشرفت تحصیلی

 

 

شکل 5. ضرایب استاندارد مسیر غیرمستقیم ذهن‌آگاهی به سازگاری تحصیلی

 


جدول 4. اثر کل، غیرمستقیم و مستقیم ذهن‌آگاهی بر پیشرفت تحصیلی و بر سازگاری تحصیلی

اثر

مسیر

اثر

حدپائین

حد بالا

معناداری

  کل

ذهن‌آگاهی، خودپنداره و پیشرفت تحصیلی

01/0

0

01/0

13/0> p

مستقیم

ذهن‌آگاهی بر پیشرفت تحصیلی

0

0

0

-

اثرغیرمستقیم

خودپنداره و پیشرفت تحصیلی

01/0

001/0-

03/0

13/0> p

  کل

ذهن‌آگاهی، خودپنداره و سازگاری تحصیلی

08/0-

17/0-

01/0

15/0

مستقیم

ذهن‌آگاهی بر سازگاری تحصیلی

12/0-

19/0-

06/0-

005/0

اثر غیرمستقیم

خودپنداره و سازگاری تحصیلی

04/0

02/0-

22/0

19/0

 

با توجه به نتایج به‌دست‌آمده جدول 4 اثر مستقیم ذهن‌آگاهی بر پیشرفت تحصیلی (0) است که با توجه به حد پایین (0) چون مسیری وجود ندارد، به این علت که جهت برازش مدل نهایی آن حذف شده بود، مسیری نیست که معنادار یا غیرمعنادار باشد. اثر غیرمستقیم ذهن‌آگاهی بر پیشرفت تحصیلی ازطریق خودپندارۀ تحصیلی 01/0 است که براساس حد پایین (001/0-) و حد بالا (03/0) ازنظر ضرایب هم علامت نیستند، پس اثر غیرمستقیم (واسطه‌ای) معنادار نیست (13/0 = p). در مجموع اثر کلی ذهن‌آگاهی بر خودپنداره و پیشرفت تحصیلی 01/0 است و از آنجا که حد پایین (0) و حد بالا (01/0) است، پس اثر غیرمستقیم (واسطه‌ای) معنادار نیست (13/0 = p). اثر مستقیم ذهن‌آگاهی روی سازگاری 12/0- است که با توجه به حد پایین (19/0-) حد بالا (06/0-) هم علامت‌اند، بنابراین رابطه معنادار است (005/0 = p). اثر غیرمستقیم ذهن‌آگاهی و سازگاری تحصیلی ازطریق خودپندارۀ تحصیلی 04/0 است که براساس حد پایین (02/0-) و حد بالا (22/0) ازنظر ضرایب هم علامت نیستند، پس اثر غیرمستقیم (واسطه‌ای) معنادار نیست (19/0 = p). درمجموع اثر کلی ذهن‌آگاهی بر پیشرفت تحصیلی 08/0- که براساس حد پایین (17/0-) و حد بالا (01/0) ازنظر ضرایب هم علامت نیستند، پس اثر غیرمستقیم (واسطه‌ای) معنادار نیست (15/0 = p).

 

بحث

فرضیه نخست پژوهش، رد و نتیجه گرفته می‌شود ذهن‌آگاهی بر پیشرفت تحصیلی اثر ندارد. تبیین احتمالی این یافته اینگونه است: باوجود اینکه ذهن‌آگاهی موجب می‌شود فرد توانایی‌های خود را بشناسد و یاد بگیرد با هیجانات و افکار منفی، مقابله و حوادث ذهنی را به‌صورت مثبت تجربه کند (بولمایجر و همکاران، 2010) به نظر می‌رسد دانشجو معلمان بدون نیاز به داشتن ذهن‌آگاهی پیشرفت تحصیلی خوبی دارند و روش‌های دیگری به کار می‌گیرند تا پیشرفت تحصیلی لازم را داشته باشند که در اینجا شناخته‌شده نیست.

فرضیه دوم پژوهش، تأیید و نتیجه گرفته می‌شود ذهن‌آگاهی با سازگاری تحصیلی رابطه دارد. این یافته با نتایج پژوهش‌های چاز (2009)، اسماچنکو و لیتلر (2013)، متلر و همکاران (2017)، و جعفری و همکاران (1393) هم‌خوانی دارد. این یافته اینگونه تبیین می‌شود: افرادی که دارای سازگاری تحصیلی بالاتری‌اند، در مقیاس ذهن‌آگاهی نمرات بالاتری کسب می‌کنند، به احتمال بیشتری در زمان حال حضور دارند، نسبت به پدیده‌های درونی و بیرونی، هوشیار و آگاه‌اند. نگرشی غیرقضاوت‌گونه همراه با پذیرش نسبت به پدیده‌ها را در خود پرورش داده‌اند و به‌جای برخوردهای واکنشی و غیرسازگارانه به شیوه‌ای سازگارانه و کنشگرانه در برابر اتفاقات زندگی و تحصیلی مقابله می‌کنند؛ درنتیجه، سازگاری بیشتری در جنبه‌های مختلف زندگی به‌ویژه در امر تحصیل از خود نشان می‌دهند (قاسمی و همکاران، 1395). افزایش توجه و آگاهی نسبت به افکار، هیجان‌ها و تمایلات از وجوه مثبت ذهن‌آگاهی است که با هماهنگ‌کردن رفتارهای سازگارانه و حالت‌های روانشناختی مثبت موجب بهبود قابلیت فردی برای فعالیت‌های انفرادی، اجتماعی و علاقه به این فعالیت‌ها می‌شود (چمبرس و همکاران، 2009). ازطرفی ذهن‌آگاهی در سطحی بنیادی به‌عنوان کیفیتی از هوشیاری توصیف‌شده که ریشه در توجه و آگاهی دارد، در موقعیت‌های پراسترس تحصیلی برای دانشجویان این امکان را مهیا می‌سازد که از نشخوارهای فکری مداوم خودداری کنند و با مشکلات انطباقی خود به‌راحتی کنار آیند (جعفری و همکاران، 1393). در مقایسه با دانشجویانی که دارای سازگاری و ذهن‌آگاهی بالاتری‌اند، در پژوهشی که عنایتی (1395) به بررسی میزان سازگاری دانشجویان با محیط دانشگاه پرداخت، به این نتیجه رسید که نمرۀ پایین‌تر از میانگین در بعد سازگاری آموزشی، حاکی از این بود که بیشتر دانشجویان از داشتن مشکل برای تمرکزکردن در هنگام مطالعه شکایت داشتند و معتقدند به اندازۀ تلاشی که برای فعالیت‌های درسی‌شان می‌کنند، نتیجه نمی‌گیرند.

فرضیه سوم پژوهش، رد و نتیجه گرفته می‌شود خودپندارۀ تحصیلی نقش واسطه‌ای بین ذهن‌آگاهی و پیشرفت تحصیلی ندارد. تبیین احتمالی این یافته می‌تواند این باشد که دانشجو معلمان برای پیشرفت تحصیلی راهبردهای متفاوتی به‌جز خودپنداره به کار می‌گیرند و عوامل تأثیرگذار دیگری وجود دارند که ناشناخته‌اند و نیاز به بررسی دارند.

فرضیۀ چهارم پژوهش، رد و نتیجه گرفته می‌شود خودپنداره تحصیلی نقش واسطه‌ای بین ذهن‌آگاهی با سازگاری تحصیلی ندارد. تبیین احتمالی این یافته می‌تواند این باشد که عواملی به‌جز خودپنداره بر ذهن‌آگاهی تأثیر دارد و سایر عوامل بر سازگاری تحصیلی تأثیر بیشتری دارند تا خودپنداره به‌منزلۀ میانجی.

درکل نتیجه گرفته می‌شود ذهن‌آگاهی بیشتر بر سازگاری با میانجی‌گری خودپنداره اثر دارد تا پیشرفت تحصیلی و به نظر می‌رسد اساساً خودپندارۀ تحصیلی در ارتباط با هر دو پیشرفت تحصیلی و سازگاری تحصیلی تأثیری ندارد. 

در انجام هر پژوهش محدودیت‌هایی وجود دارد. این پژوهش از این امر مستثنی نیست و دارای محدودیت‌هایی است که در تفسیر و به‌کارگیری نتایج پژوهش باید مدنظر داشت. انحصار پژوهش به دانشجویان دانشگاه فرهنگیان الزاماتی را درجهت محتاط‌بودن دربارۀ روایی بیرونی پژوهش پیش می‌آورد. چون انجام پژوهش در قالب طرح همبستگی است، استنباط علی از نتایج پژوهش باید بااحتیاط صورت گیرد. محدودشدن به یک ابزار یعنی پرسشنامه، برای گردآوری داده‌ها و استفاده‌نکردن از سایر ابزارها سبب می‌شود نتایج آن‌طور که باید دقیق نباشند. جنسیت یکی از محدودیت‌ها بود؛ زیرا پژوهش صرفاً روی دانشجویان دختر اجرا شده بود. اجرا در شهر کرمان محدودیت دیگر پژوهش است که نتایج صرفاً قابلیت تعمیم به شهر کرمان را دارد.  

با توجه به یافته‌های پژوهش این پیشنهادها ارائه می‌شوند: این پژوهش روی دانشجویان پسران فرهنگیان نیز اجرا شود و نتایج با دانشجویان دختر فرهنگیان مقایسه شوند. به پژوهشگران علاقمند به پژوهش در زمینه‌های مشابه پژوهش حاضر، تکرار پژوهش انجام‌شده در دیگر گروه‌های سنی و نمونه‌های متفاوتی توصیه می‌شود. تکرار پژوهش حاضر با استفاده از آزمون‌ها و ابزار اندازه‌گیری دیگر به اعتبار نتایج می‌افزاید. نیاز است نقش سایر میانجی‌ها با سایر متغیرها اجرا شود تا نقش میانجی‌های واقعی مشخص شود.

از آنجا که نتایج پژوهش حاضر بر اثر مستقیم ذهن‌آگاهی بر سازگاری تحصیلی تأکید دارد، از جنبۀ کاربردی پیشنهاد می‌شود کارگاههایی راه‌اندازی شوند و بر حالات مثبت روانی و تأثیر مثبت ذهن‌آگاهی بر سازگاری تحصیلی دانشجویان و به‌طور خاص دختران، ازسوی اساتید و خانواده‌ها، توجه و اثربخشی آن به‌صورت آزمایشی سنجیده شود.


[1]- academic achievement

[2]- mindfulness

[3]- meditation

[4]- Langer 

[5]- Kabat- Zinn

[6]- Massachusetts Medical School, Reduction Clinic and the Center for Mindfulness

[7]- awareness

[8]- spiritual

[9] -self-concept

[10]- self-efficacy

[11]- academic adjustment

[12]- academic performance

[13]- academic self-concept

[14]- Student Adaptation to College Questionnaire (SACQ)

[15]- Cronbach's alpha

[16]- internal consistency

[17]-factorial analysis

[18]- Measuring mindfulnedd- The Freiburg Mindfulness Inventory (FMI)

[19]- Academic Self-concept Questionnaire (ASCQ)

[20]- Statistical Package for Social Science (SPSS)

[21]- analysis of a moment structures (AMOS)

[22]- normality of the residuals

[23]- Kolmogorov–Smirnov test

References

ابراهیمی، ا.، طاهرنشاط‌دوست، ح.، کلانتری، م.، مولوی، ح.، و اسداللهی، ق. (1387). ساختار عاملی، پایایی و روایی مقیاس نگرش‌سنج دینی. مجلۀ علمی پژوهشی اصول بهداشت روانی، 2(38)، 107-116.
امیدی، ع. و محمدخانی، پ. (1388). آموزش حضور ذهن‌آگاهی به‌عنوان یک مداخله بالینی: مروری مفهومی و تجربی. فصلنامۀ سلامت روان، 1، (1)، 29-38.
تمنائی‌فر، م. ر. و گندمی، ز. (1390). رابطۀ انگیزۀ پیشرفت با پیشرفت تحصیلی در دانشجویان. فصلنامۀ راهبردهای آموزش، 4، (1)، 15-19.
تمنائی‌فر، م. ر، و مرادی، ص. (1394). پیش‌بینی سازگاری تحصیلی براساس خودکارآمدی ابراز وجود و حمایت اجتماعی. مجلۀ روانشناسی اجتماعی، 2(36)، 57-73.
جعفری، ن.، شاطریان محمدی، ف.، و فرقدانی، آ. (1393). تأثیر سبک‌های پردازش اطلاعات منطقی - تجربه‌ای بر ذهن‌آگاهی و سازگاری تحصیلی دانشجویان. ارائه در دومین کنفرانس ملی روانشناسی و علوم رفتاری، 2 بهمن ماه. تهران: مؤسسۀ اطلاع‌رسانی نارکیش.
رفاهی، ژ. و پناهنده، ع. (1394). پیش‌بینی موفقیت تحصیلی براساس سبک‌های هویت و خودکارآمدپنداری (فردی و جمعی) دانش‌آموزان. آموزش‌پژوهی، 1(2)، 144-166.
زکی، م. ع. (1389). سازگاری جوانان با دانشگاه و رابطۀ آن با حمایت اجتماعی، بررسی موردی دانشجویان دختر و پسر دانشگاه اصفهان. پژوهش جوانان، فرهنگ و جامعه، 4، 107-130.
شریفی ریگی، ع.، مهرابی‌زاده هنرمند، م.، رحیمی، م.، بشلیده، ک.، و امینی، ز. (1397). نقش بلوغ عاطفی، خودتاب‌آوری و هوش معنوی در پیش‌بینی سازگاری با دانشگاه با کنترل انعطاف‌پذیری شناختی در دانشجویان پسر. پژوهش‌نامۀ روانشناسی مثبت، 4(3)، 1-12.
عزیزی‌نژاد، ب. (1395). نقش حمایت اجتماعی مدارس بر سازگاری تحصیلی: اثر میانجی رضایت از مدرسه، امیدواری و خودکارآمدی دانش‌آموزان. فصلنامۀ پژوهش در یادگیری آموزشگاهی و مجازی، 4(13)، 57-68.
عنایتی، ت. (1395). میزان سازگاری دانشجویان با محیط دانشگاه با تأکید بر نقش برنامه‌ریزی آموزشی. مطالعات برنامه‌ریزی آموزشی، 5 (9)، 145-163.
فرحبخش، ک. (1390). تهیۀ آزمون سازگاری دانشجویان (اسد) و تعیین پایایی، روایی و تعیین هنجار آن. فصلنامۀ اندازه‌گیری تربیتی، 2(6)، 23-45.
فرح بیجاری، ا؛ پیوسته‌گر، م، و ظریف جلالی، ز. (1392). مقایسۀ ابعاد خودپنداره و سازگاری در افراد خودشیفته سازگار و ناسازگار. مطالعات روانشناختی، 9 (4)، 99-127.
قاسمی جوبنه، ر. عرب‌زاده، م.، جلیلی نیکو، س.، محمد علی‌پور، ز.، و محسن‌زاده، ف. (1394). بررسی روایی و پایایی نسخه فارسی فرم کوتاه پرسشنامۀ ذهن‌آگاهی فرایبورگ. مجلۀ دانشگاه علوم پزشکی رفسنجان، 14(2)، 137-150.
قاسمی جوینه، ر.، موسوی، س. و. ا.، ظنی پور، آ.، و حسینی صدیق، م. ا. (1395). رابطۀ بین ذهن‌آگاهی و تنظیم هیجان با تعلل‌ورزی تحصیلی دانشجویان. دو ماهنامۀ علمی - پژوهشی راهبردهای آموزش در علوم پزشکی، 9(2)، 134-141.
کاظمی، س. ع. و افشون، م. (1393). نقش واسطه‌گری خودپنداره تحصیلی در رابطه بین سبک‌های یادگیری و سازگاری تحصیلی. پایان‌نامۀ کارشناسی ارشد. استان فارس: مرودشت، دانشگاه آزاد اسلامی مرودشت.
گوروئی، م.، خیر، م. و هاشمی، ل. (1390). بررسی رابطه بین کمال‌گرایی و خودپنداره تحصیلی با توجه به نقش واسطه‌ای اهمال‌کاری تحصیلی در دانشجویان. فصلنامۀ روش‌ها و مدل‌های روانشناسی، 2(ویژه‌نامه)، 137-150.
لطفی عظیمی، ا. و ابراهیمی قوام، ص. (1394). سبک‌های انگیزشی و پیشرفت تحصیلی: نقش واسطه‌ای خودپنداشت تحصیلی. روانشناسی تحولی، روانشناسی ایرانی، 11(43)، 247-257.
محتشمی، ن.، فرقدانی، آ. و گنجی، ک. (1392). بررسی اثرات اصلی و تعاملی سبک‌های دفاعی و ذهن‌آگاهی بر پیشرفت تحصیلی دانشجویان و نوع مکانیزم دفاعی مرتبط با پیشرفت تحصیلی. اندیشه‌های نوین تربیتی، 3(9)، 87-106.
محمدی درویش بقال، ن. پیرچراغعلی، ع. ر.، نعمتی، م. و گیاهپور، ه. (1394). بررسی مقایسه‌ای وضعیت سلامت روان دانشجو معلمان و معلمان. فصلنامه روانشناسی تحلیلی - شناختی، 6(22)، 53-60.
میکائیلی منیع، ف. (1389). رابطۀ سبک‌های هویت، تعهد هویت و جنسیت با سازگاری دانشجویان با دانشگاه. مطالعات روانشناختی، 2(6)، 51-73.
یارمحمدیان، م.ح.، مولوی، ح.، و ایرانپور، م. (1382). بررسی رابطه بین دوستی‌های دوجانبه، پذیرش همسالان، خودپنداره و سازگاری اجتماعی با پیشرفت تحصیلی دانش‌آموزان دختر سال سوم راهنمایی شهر اصفهان. مطالعات تربیتی و روانشناسی دانشگاه فردوسی، 4(2)، 5-20.
Areepattamannil, S. (2011). Academic self-concept, academic motivation, academic engagement, and academic achievement: A mixed methods study of Indian adolescents in Canada and India. Doctoral dissertation, Ontario, Canada: Queen‘s University. Kingston.
Baker, R.W. & Siryk, B. (1986). Measuring adjustment to college. Journal of Counseling Psychology, 3, 179-189.
Battle, J. (1981). Culture-free SEI: Self-esteem inventories for children and adults. Seattle, WA: Special Child Publications.
Beavers, A. S., Lounsbury, J. W., Richards, J. K., Huck, S. W., Skolits, G. J., & Esquivel, S. L. (2013). Practical considerations for using exploratory factor analysis in educational research. Practical assessment, research & evaluation, 18(6), 1-13.
Bishop, S. R. Lau, M. Shapiro, S., Carlson, L., Anderson, N. D., Carmody, J., Segsl, Z. V., Abbey, S., Speca, M., Velting, D., & Devins, G. (2004).Mindfulness: A proposed operational definition. Clinical Psychology: Science and Practice, 11(3), 230-241.
Bohlmeijer, E., Prenger, R, Taal, E., & Cuijpers, P. (2010). The effect of mindfulness-based stress reduction therapy on mental health of adults with a chronic medical disease: A meta-analysis. Journal of Psychosomatic Research, 68(6), 539-544.
Brown, K. W., Ryan, R. M., & Creswell, J. D. (2007). Mindfulness: Theoretical foundations and evidence for its salutary effects. Psychological Inquiry, 18(4), 211-237.
Buchheld, N., Grossman, P., & Walach, H. (2001). Measuring mindfulness in insight meditation (Vipassana) and meditation-based psychotherapy: The development of the Freiburg mindfulness inventory (FMI). Europaischer Verlag der Wissenschaften: Peter Lang Publishing Group.
Carson, J. W., Carson, K. M., Gil, K. M., & Baucom, D. H. (2004). Mindfulness-based relationship enhancement. Behavior Therapy, 35(3), 471-494.
Chambers, R., Gullone, E., & Allen, N. B. (2009). Mindful emotion regulation: An integrative review. Clinical Psychology Review, 29(6), 560-572.
Chase II, W. S. (2009). Trait mindfulness, overall adjustment, and physical well-being perceptions of college students. Doctoral dissertation, Pennsylvania, PA: Marywood University.
Crescentini, C. & Capurso, V. (2015). Mindfulness meditation and explicit and implicit indicators of personality and self-concept changes. Frontiers in Psychology, 6, 1-60.
Davis, T. S. (2012). Mindfulness-based approaches and their potential for educational psychology practice. Educational Psychology in Practice, 28(1), 31-46.
Dudovitz, R. N., Li, N., & Chung, P. J. (2013). Behavioral self-concept as predictor of teen drinking behaviors. Academic Pediatrics, 13(4), 316-321.
Falkenström, F. (2010).Studying mindfulness in experienced meditators: A quasi-experimental approach. Personality and Individual Differences, 48(3), 305-310.
Franco, C., Mañas, I., Cangas, A. J., & Gallego, J. (2011). Exploring the effects of a mindfulness program for students of secondary school. International Journal of Knowledge Society Research, 2(1), 14-28.
Friedlander, L. J., Reid, G. J., Shupak, N., & Cribbie, R. (2007). Social support, self-esteem, and stress as predictors of adjustment to university among first-year undergraduates. Journal of College Student Development, 48(3), 259-274.
Ghazvini, S. D. (2011). Relationships between academic self-concept and academic performance in high school students. Procedia-Social and Behavioral Sciences, 15, 1034-1039.
Hanley, A. W., & Garland, E. L. (2017). Clarity of mind: Structural equation modeling of associations between dispositional mindfulness, self-concept clarity and psychological well-being. Personality and Individual Differences, 106, 334-339.
Harris, R. (2009). Mindfulness without meditation. Healthcare. Counselling and Psychotherapy Journal, 9(4), 21-24.
Kavousipour, S., Noorafshan, A., Pourahmad, S., & Dehghani-Nazhvani, A. L. I. (2015). Achievement motivation level in students of Shiraz University of Medical Sciences and its influential factors. Journal of Advances in Medical Education and Professionalism, 3(1), 26-32.
Leland, M. (2015). Mindfulness and student success. Journal of Adult Education, 44(1), 19-24.
Liu, W. C. & Wang, C. K. J. (2005). Academic self-concept: A cross-sectional study of grade and gender differences in a Singapore secondary school. Asia Pacific Education Review, 6(1), 20-27.
Marsh, H. W., Relich, J. D., & Smith, I. D. (1983). Self-concept: The construct validity of interpretations based upon the SDQ. Journal of Personality and Social Psychology, 45(1), 173.
Meshkat, M, Hosseini, S. M. (2015). The relationship between academic self-consept and academic achievement in English and general subjects of the students of high school. International Journal of Language and Applied Linguistic, 1, 1-6.
Mettler, J., Carsley, D., Joly, M., & Heath, N. L. (2017). Dispositional mindfulness and adjustment to university. Journal of College Student Retention: Research, Theory and Practice, 1–15.
Mrazek, M. D., Zedelius, C. M., Gross, M. E., Mrazek, A. J., Phillips, D. T., & Schooler, J. W. (2015). Mindfulness in education: Enhancing academic achievement and student well-being by reducing mind-wandering. In J. C. Karremans & E. K. Papies (Eds.) (2017). Mindfulness in social psychology. Milton Park, Didcot, United Kingdom: Taylor and Francis Ltd.
Osmachenko, A. J. (2013). Mindfulness: a mediator of interpersonal style in predicting academic adjustment. Doctoral dissertation, Queensland, Australia: University of Southern Queensland, School of Psychology.
Osmachenko, A. & Littler, S. (2014). Mindfulness can assist FYHE students with academic adjustment. In Proceedings of the 17th International First Year in Higher Education Conference (FYHE 2014) (pp. 1-10). Queensland University of Technology.
Palomino, M. D. C. P. (2017). An analysis of self-concept in students with compensatory education needs for developing a mindfulness-based psychoeducational program. SAGE Open, 7(2), 1-11.
Piers, E. V, & Harris, D.B. (1964). Age and other correlates of self-concept in children. Journal of Educational Psychology, 55(2), 91-95.
Pinxten, M., Wouters, S., Preckel, F., Niepel, C., De Fraine, B., & Verschueren, K. (2015). The formation of academic self-concept in elementary education: A unifying model for external and internal comparisons. Contemporary Educational Psychology, 41, 124-132.
Steinmayr, R., Dinger, F. C., & Spinath, B. (2010). Parents' education and children's achievement: The role of personality. European Journal of Personality, 24(6), 535-550.
Teodorczuk, k. (2013). Mindfulness and academic achievement in South African university students. Doctoral dissertation, South Africa: University of Johannesburg.
Walach, H., Buchheld, N., Buttenmüller, V., Kleinknecht, N., & Schmidt, S. (2006). Measuring mindfulness- the Freiburg mindfulness inventory (FMI). Personality and Individual Differences, 40(8), 1543-1555.
Wang, A., Chen, L., Zhao, B., & Xu, Y. (2006). First-year students' psychological and behavior adaptation to college: The role of coping strategies and social support. Online Submission, 3(5), 51-57.
Wouters, S., Germeijs, V., Colpin, H., & Verschueren, K. (2011). Academic self‐concept in high school: Predictors and effects on adjustment in higher education. Scandinavian Journal of Psychology, 52(6), 586-594.
Yengimolki, S., Kalantarkousheh, S. M., & Malekitabar, A. (2015). Self-concept, social adjustment and academic achievement of Persian students. International Review of Social Sciences and Humanities, 8(2), 50-60.
 
 
 
Positive Psychology Research
Volume 4, Issue 3
August 2018
Pages 29-44

Files

History

  • Receive Date: 05 September 2018
  • Revise Date: 06 December 2018
  • Accept Date: 06 December 2018

Share

How to cite

Statistics