ویژگی‌های روان‌سنجی نسخه فارسی پرسشنامه توانمندی اجتماعی-هیجانی و ارتباط آن با سرزندگی تحصیلی در دانش‌آموزان دوره اول متوسطه ایرانی

نشریه علمی آموزش و ارزشیابی (فصلنامه)

دوره 14، شماره 54، شهریور 1400، صفحه 59-83   

نوع مقاله: مقاله پژوهشی

شناسه دیجیتال (DOI): 10.30495/jinev.2021.1908790.2272

نویسندگان

کامیار عظیمی^{* 1}؛ منیجه شهنی‌ییلاق²؛ مهرداد خوشناموند³

¹دانشجوی دکتری روانشناسی تربیتی، گروه روانشناسی، دانشکده علوم تربیتی و روانشناسی، دانشگاه شهید چمران اهواز، اهواز، ایران

²استاد گروه روانشناسی، دانشکده علوم تربیتی و روانشناسی، دانشگاه شهید چمران اهواز، اهواز، ایران

³دانشجوی دکتری مدیریت دولتی، واحد شوشتر، دانشگاه آزاد اسلامی، شوشتر، ایران

چکیده

این پژوهش با هدف وارسی شاخص­های روان‌سنجی نسخه فارسی پرسشنامه توانمندی­ اجتماعی-هیجانی و تعیین ارتباط آن با سرزندگی تحصیلی در دانش‌آموزان ایرانی انجام گرفت. در مطالعه حاضر، تحلیل عاملی تأییدی، همبستگی هر گویه با نمره کل، آلفای کرونباخ، همبستگی پیرسون، تحلیل رگرسیون چندگانه و تحلیل واریانس چندمتغییری با نمونه­ای متشکل از 348 دانش­آموز دوره اول متوسطه شهر اهواز (196 نفر دختر و 152 نفر پسر) که با روش نمونه‌گیری خوشه­ای چندمرحله­ای انتخاب شده بودند، مورد استفاده قرار گرفت. نتایج حاصل از تحلیل عاملی تأییدی یک مدل با برازش مطلوب را برای ساختار پنج عاملی پرسشنامه توانمندی­ اجتماعی-هیجانی نشان داد. افزون بر این، یافته‌ها بیانگر آن بود پرسشنامه از ضریب پایایی همسانی درونی بالایی برخوردار است. همچنین، بین توانمندی­ اجتماعی-هیجانی و سرزندگی تحصیلی ارتباط مثبت و معنی‌داری وجود داشت. در نهایت، نتایج تحلیل واریانس چندمتغیری بیانگر آن بود که بین دخترها و پسرها در ابعاد پرسشنامه توانمندی اجتماعی-هیجانی از نظر آماری تفاوت معنی­داری وجود دارد. این یافته‌ها نشان می­دهد که نسخه فارسی پرسشنامه توانمندی­ اجتماعی-هیجانی، ابزاری معتبر و قابل اعتماد برای ارزیابی توانمندی­ اجتماعی-هیجانی در جمعیت دانش‌آموزان ایرانی دوره اول متوسطه است. پیامدهای کاربردی، محدودیت­ها و نیازهای تحقیقاتی آینده برای متخصصان، محققان، معلمان در سطح کلاس و مدارس مورد بحث قرار گرفته­اند

کلیدواژه‌ها

توانمندی‌ اجتماعی-هیجانی؛ سرزندگی تحصیلی؛ روایی؛ پایایی؛ دوره اول متوسطه

اصل مقاله

مقدمه

آموزگاران، محققان، سیاست‌گذاران، والدین و عموم مردم عادی به طور فزاینده­ای دنبال آن هستند که دانش‌آموزان در زندگی تحصیلی، شخصی و اجتماعی خود موفق شوند. آن­ها می‌خواهند که دانش‌آموزان انگیزه و توانایی پیشرفت داشته باشند، روابط مثبتی با همسالان و بزرگ‌سالان برقرار کنند، با خواسته‌های پیچیده رشد سازگار شوند، در گروه همسالان، خانواده، مدرسه و جامعه خود مشارکت کنند، تصمیماتی اتخاذ کنند که سلامتی آن‌ها را ارتقاء بخشد و از رفتارهای مخاطره‌آمیز جلوگیری کند (چن، اسکایرز، چن، وو و سی[1]، 2019). با توجه به این موضوع، توانمندی­ اجتماعی-هیجانی[2] یک عامل کلیدی و ارزشمند برای رشد دانش‌آموزان با توجه به ماهیت مهم و ارتباط تعیین‌شده آن با پیامدهای مثبت کوتاه و بلندمدت مانند پاسخگویی به چالش­های یادگیری، بهبود موفقیت تحصیلی، پیشگیری از رفتارهای مخاطره‌آمیز، ایجاد حالت هیجانی مثبت و ارتقاء رفاه روان‌شناختی است (کتس گلد، کوپلمن-روبین، مافسون و کلومک[3]، 2020).

علی­رغم سادگی ظاهری این مفهوم، به طور تاریخی، اجماع نظری کمی برای تعریف و مفهوم‌سازی توانمندی­ اجتماعی-هیجانی وجود داشته است (کالی[4]، 2019). در میان تعاریف مختلف، مطابق با انجمن یادگیری تحصیلی، اجتماعی و هیجانی[5] (کسل، 2015) یک موضوع مشترک این است که توانمندی­ اجتماعی-هیجانی اصطلاحی چتری بوده که انواع مختلف مهارت­های اجتماعی، هیجانی و یا رفتاری را در بر می‌گیرد و از طریق پنج بٌعد خود-آگاهی[6] (قابلیت شناخت و درک هیجانات، افکار و رفتارهای خود و نیز آگاه بودن از نقاط قوت و ضعف خود)، آگاهی اجتماعی[7] (قابلیت توجه کردن و همدلی با دیدگاه دیگران و درک و پیروی از هنجارهای اجتماعی)، خود-گردانی[8] (توانایی مدیریت و تنظیم افکار، احساسات و رفتارها برای تسهیل انگیزش و رسیدن به اهداف خود)، مدیریت ارتباط[9] (توانایی شروع و حفظ روابط مثبت مانند گوش دادن مؤثر، برقراری ارتباط واضح و تعامل محترمانه با دیگران) و تصمیم‌گیری مسئولانه[10] (ظرفیت ایجاد انتخاب­های آبرومند و سازنده در رابطه با رفتار و تعاملات اجتماعی فرد در موقعیت‌ها و زمینه­های مختلف) عملیاتی می‌شود (زایچ، اورتگا-رویز، مونوز-مورالز و لورنت[11]، 2018). اساساً، توانمندی اجتماعی شامل رفتارهایی می­شود که به فرد امکان ارتباط مثبت با دیگران را می­دهد و توانمندی هیجانی به عنوان توانایی تنظیم هیجانات فرد برای رسیدن به هدفش در نظر گرفته می‌شود (جونز و بوفارد[12]، 2012). این دو توانمندی با هم شالوده­های پایداری از یادگیری را برای دانش‌آموزان فراهم می­آورند.

طی یک دهه گذشته، در سطح ملی و بین­المللی علاقه زیادی به یادگیری توانمندی­ اجتماعی-هیجانی دانش‌آموزان وجود داشته است که منجر به فراخوانی افزایش خدمات آموزشی به منظور بهبود توانمندی­ اجتماعی-هیجانی در دانش‌آموزان شده است (رهبر کرباسدهی، ابوالقاسمی و رهبر کرباسدهی، 1397؛ گرشام[13] و همکاران، 2018). تعدادی از محققان نشان داده‌اند که توانمندی­ اجتماعی-هیجانی نگرش در مورد خود و دیگران، علاقه و التزام به مدرسه، رفتار اجتماعی مثبت، سازگاری اجتماعی، انگیزه یادگیری و عملکرد تحصیلی را بهبود بخشیده و با کاهش فراوانی اخراج از مدرسه و مشکلات رفتاری پرخطر مانند قلدری و فشار روانی هیجانی کمتر همراه بوده است (پانایوتیو، همفری و یگلزورث[14]، 2018). از سوی دیگر، شواهد بیانگر آن است که فقدان توانمندی­ اجتماعی-هیجانی و یا داشتن مشکلات اجتماعی-هیجانی در دانش‌آموزان، می‌تواند تأثیرات بلندمدتی بر بهزیستی و سلامت آن­ها (مانند، بروز پرخاشگری، داشتن روابط ضعیف با همسالان، کاهش همکاری و تعهد به دیگر افراد جامعه، افزایش مشکلات رفتاری، کج‌خلقی و سوءمصرف مواد) داشته باشد (چن، اسکایرز و اسکالیز[15]، 2020). مطابق این چارچوب، با توجه به ازدیاد آگاهی از اهمیت توانمندی­ اجتماعی-هیجانی در طول سال­های نوجوانی و پیشبرد شیوه­های آموزشی و تحقیقات مربوطه در این زمینه، نیاز واضح و فزاینده­ای به استفاده از ابزارهایی سازگار و معتبر برای شناسایی و اندازه­گیری توانمندی­ اجتماعی-هیجانی نوجوانان و نیز در راستای ارتقاء و ارزشیابی نتایج برنامه­ها و مداخلاتی که به منظور بهبود توانمندی اجتماعی-هیجانی طراحی شده­اند، پدید آمده است.

با این حال، اگرچه توانمندی­ اجتماعی-هیجانی کانون اصلی صدها برنامه یادگیری اجتماعی-هیجانی بوده­اند، در دسترس بودن ابزارهایی که به طور دقیق همه ابعاد توانمندی اجتماعی-هیجانی را پوشش دهند، بسیار کمیاب است. بررسی کامل راهبردها و ابزارهای سنجش توانمندی­ اجتماعی-هیجانی در تمام گروه­های سنی توسط دنهام، ویات، باست، اچوریا و ناکس^[16] (2009) نشان داد که این توانمندی­ها معمولاً به طور جداگانه ارزیابی می­شوند. به طور خاص، نتایج دو پژوهش مهم در خصوص ابزارهای ارزیابی توانمندی­ اجتماعی-هیجانی برای کودکان و نوجوانان، حاکی از آن بود که بسیاری از این ابزارها بر رفتارهای مشکل­آفرین اجتماعی-هیجانی به جای رفتارهایی مثبت یا نیرومندی که توسط توانمندی اجتماعی-هیجانی حمایت می­شوند، متمرکز بوده­اند (کراو، بیوچامپ، کاتروپا و اندرسون^[17]، 2011؛ همفری، کالامبوکا، وگلزورث، لنتروم، دیتون و ولپرت^[18]، 2011). با وجود این، در سال­های اخیر یکی از ابزارهایی که به لحاظ شاخص­های روان‌سنجی فنی مستدل بوده و ابعاد توانمندی اجتماعی-هیجانی را با هم اندازه­گیری می­کند، پرسشنامه توانمندی­ اجتماعی-هیجانی[19] (ژائو و ایی[20]، 2012) است که به طور نیرومندی با موفقیت­های اجتماعی و تحصیلی نوجوانان ارتباط دارد.

علی­رغم کارآمدی این پرسشنامه، مطالعات کمی شواهد روان‌سنجی آن را در بین دانش‌آموزان نوجوان ایرانی اعتباریابی کرده­اند. بررسی­های به عمل آمده در ایران نشان می­دهد که فقط سه مطالعه در رابطه با ابزار ارزیابی توانمندی­ اجتماعی-هیجانی با ساختار ابعادی متمایز و نمونه متنوعی از دانش‌آموزان در حال رشد طی هشت سال گذشته منتشر شده است. از سه پژوهش موجود، دو مطالعه پایایی و روایی پرسشنامه توانمندی­ اجتماعی-هیجانی ژائو و ایی (2012) را در نمونه‌ای متشکل از فقط دانش‌آموزان دختر آن هم در مقطع دبیرستان (دوره دوم متوسطه) گزارش کردند (امامقلی­وند، کدیور و شریفی، 1397؛ فرنودیان، ابوالمعالی و هاشمیان، 1398). در پژوهش سوم جمالی پاقلعه، عابدی جدیدی فیقان، جمالی پاقلعه و آقایی (1392) به بررسی خصوصیات روان‌سنجی مقیاس یادگیری اجتماعی-هیجانی کورین، اسپایبروک، اورگیرن و بلینکویچ[21]، (2009) در نمونه­ای از دانش‌آموزان پسر مقطع ابتدایی پرداختند. یافته‌ها بیانگر آن بود که این مقیاس سه عاملی (خود-تنظیمی، روابط همسالان و تنظیم تکلیف) از پایایی و روایی مناسبی برخوردار است.

با وجود ادبیات نوظهور فوق­الذکر، در حال حاضر تاکنون هیچ نسخه معتبر فارسی که ویژگی­های روان‌سنجی پرسشنامه توانمندی­ اجتماعی-هیجانی (ژائو و ایی، 2012) را در جمعیت دانش‌آموزان دختر و پسر نوجوان (دوره اول متوسطه) ارزیابی کند، در دسترس نیست. این مسئله تحقیقات تجربی توانمندی­ اجتماعی-هیجانی را در جامعه و فرهنگ ایران محدود کرده است؛ چراکه مشخص نیست نمره­های به دست آمده از پرسشنامه توانمندی­ اجتماعی-هیجانی برای دانش‌آموزان دختر و پسر نوجوان معانی یکسانی دارند یا خیر. تعداد معدودی از مطالعات، تفاوت­های جنسیتی را در توانمندی­ اجتماعی-هیجانی گزارش کرده­اند (ژایچ و همکاران، 2018، کورین و همکاران، 2009). دلیل خوبی وجود دارد که باور کنیم مسیر توانمندی­ اجتماعی-هیجانی با توجه به جنسیت دانش‌آموزان متفاوت باشد، اما شواهد تجربی تا به امروز معدود بوده­اند. اوایل نوجوانی زمانی است که از نظر فرهنگی، کلیشه­های جنسیتی به شدت افزایش‌یافته و تفاوت­های بین رشد زیستی پسرها و دخترها می‌تواند در توانمندی­ اجتماعی-هیجانی آنان متجلی شود (کاگستن[22] و همکاران، 2016). برای مثال، دخترها نسبت به پسرها در دوران ابتدایی و اوایل نوجوانی گرایش به خود-گردانی بالاتری دارند (وست[23] و همکاران، 2020).

افزون بر این، اخیراً تاربتسکی، مارتین و کالی^[24] (2017) اظهار می­دارند تمرکز بر یادگیری اجتماعی-هیجانی دانش‌آموزان با تأکید بر توانمندی اجتماعی-هیجانی مثبت، مرتبط با ظرفیت سرزندگی تحصیلی^[25] آن‌ها است. سرزندگی تحصیلی در زمینه تحصیلی به توانمندی دانش‌آموزان برای غلبه موفقیت‌آمیز بر موانع و مشکلات تحصیلی و نیز کنار آمدن مثبت با چالش‌هایی که بخشی از زندگی روزمره تحصیلی هستند (مثلاً، تجربه اضطراب شدید در یک امتحان هفتگی)، اشاره دارد (مارتین و مارش[26]، 2009). نظریه‌پردازان یادگیری اجتماعی-هیجانی اذعان می­کنند بسته به دانش‌آموز و کنشگرهای فردی، عوامل استرس‌زا ممکن است به روش‌هایی مفید، قابل‌تحمل یا نامطلوب برای یادگیری و رشد کودکان و نوجوانان ترکیب شوند (میکلجون[27] و همکاران، 2012؛ شونرت-ریچل[28] و همکاران، 2015). از این­رو، برای دانش‌آموزان مهم است که مشکلات و چالش­های زندگی تحصیلی خود را هدایت کنند. با کمال تعجب، هنوز پژوهش­هایی صورت نگرفته است که مستقیماً بر ارتباط بین توانمندی اجتماعی-هیجانی و سرزندگی تحصیلی متمرکز باشند، بلکه تنها تعداد معدودی پژوهش و آن هم به صورت غیرمستقیم وجود دارد که احتمالاً ناشی از نوپا بودن و مرحله در حال ظهور بودن ادبیات پژوهشی موجود در این زمینه است (دورلاک، وایسبرگ، دیمنیسکی، تیلور و شلینگر^[29]، 2011).

بنابراین، برای پرداختن به نگرانی­های مذکور و کمک به ادبیات موجود در زمینه توانمندی اجتماعی-هیجانی، این مطالعه پیشگام به دنبال پیشبرد تحقیقات فعلی با وارسی ویژگی­های روان‌سنجی پرسشنامه توانمندی­ اجتماعی-هیجانی (ژائو و ایی، 2012) و تعیین ارتباط آن با سرزندگی تحصیلی در نمونه­ای از دانش‌آموزان دختر و پسر نوجوان (دوره اول متوسطه) شهر اهواز است. انتظار می­رود این اقدام حمایت­های تجربی برای محققان و متخصصان در زمینه اندازه­گیری وضعیت توانمندی­ اجتماعی-هیجانی نوجوانان و سنجش اثربخشی برنامه­های یادگیری اجتماعی-هیجانی فراهم آورد که هدفشان ترویج توانمندی اجتماعی-هیجانی است. داده­ها برای پاسخ به سؤال­های پژوهشی ذیل مورد تجزیه و تحلیل قرار گرفتند: 1) آیا پرسشنامه توانمندی­ اجتماعی-هیجانی از روایی مطلوبی برخوردار است؟ 2) آیا پرسشنامه توانمندی­ اجتماعی-هیجانی از پایایی مطلوبی برخوردار است؟ 3) آیا رابطه­ای بین توانمندی­ اجتماعی-هیجانی و سرزندگی تحصیلی دانش‌آموزان وجود دارد؟ 4) نمره­های پرسشنامه توانمندی اجتماعی-هیجانی تا چه اندازه سرزندگی تحصیلی را پیش­بینی می­کند؟ 5) کدام یک از ابعاد پرسشنامه توانمندی اجتماعی-هیجانی بهترین پیش­بین سرزندگی تحصیلی است؟ 6) آیا بین دخترها و پسرها از لحاظ ابعاد توانمندی­ اجتماعی-هیجانی تفاوت معنی­داری وجود دارد؟

 

روش

پژوهش حاضر توصیفی از نوع همبستگی است که به منظور آزمون ویژگی­های روان‌سنجی پرسشنامه توانمندی­ اجتماع-هیجانی انجام شد. جامعه آماری این مطالعه را کلیه دانش‌آموزان دختر و پسر دوره اول متوسطه شهر اهواز که در سال تحصیلی 99-1398 مشغول به تحصیل بودند، تشکیل دادند. از آنجا که پژوهش حاضر همبستگی و با روش الگویابی معادلات ساختاری^[30] انجام گرفت، کلاین^[31] (2016) پیشنهاد می‌کند که اندازه نمونه 10 تا 20 پاسخگو به ازای هر پارامتر تخمین زده شده در تحلیل عاملی تأییدی برای نمونه کافی است. همچنین، یک قاعده کلی در نمونه‌گیری مدل­یابی معادلات ساختاری این است که اندازه نمونه کمتر از 100 کوچک، بین 100 تا 200 متوسط و بالاتر از 200 بزرگ در نظر گرفته می‌شود که به قانون 100N ≥  معروف است (کلاین، 2016). بدین ترتیب، از بین دانش‌آموزان 348 نفر شامل 196 دختر (30/56%) و 152 پسر (70/43%) با میانگین سن 44/13 سال به شیوه نمونه‌گیری خوشه‌ای چندمرحله‌ای تصادفی انتخاب شدند. برای این منظور، ابتدا از بین نواحی چهارگانه آموزش و پرورش شهر اهواز، دو ناحیه به طور تصادفی انتخاب و سپس در هر ناحیه چهار دبیرستان پسرانه و چهار دبیرستان دخترانه و از هر دبیرستان سه کلاس در هر پایه تحصیلی به شیوه تصادفی انتخاب شدند. در نهایت، تمامی دانش‌آموزان حاضر در کلاس­های منتخب پرسشنامه‌ها را تکمیل کردند.

 

ابزارهای پژوهش

1. پرسشنامه توانمندی­ اجتماعی-هیجانی: پرسشنامه توانمندی­ اجتماعی-هیجانی یک ابزار 25 گویه­ای است که توسط ژائو و ایی (2012) طراحی و توسعه یافته است. این پرسشنامه متشکل از پنج بٌعد خود-آگاهی (گویه­های 1، 6، 11، 16 و 21)، آگاهی اجتماعی (گویه­های 2، 7، 12، 17 و 22)، خودگردانی (گویه­های 3، 8، 13، 18 و 23)، مدیریت ارتباط (گویه­های 4، 9، 14، 19 و 24) و تصمیم‌گیری مسئولانه (گویه­های 5، 10، 15، 20 و 25) است. فهرست کامل گویه­ها در پیوست ارائه شده است. کلیه گویه­ها با مقیاس لیکرت شش درجه­ای از 1 «کاملاً نادرست» تا 6 «کاملاً درست» ارزیابی می­شوند. نمره کل پرسشنامه می­تواند از دامنه 25 تا 150 متغیر باشد. روایی و پایایی پرسشنامه از سوی پژوهش­های متعدد تأیید شده است. در مطالعه ژائو و ایی (2012)، نتایج تحلیل عاملی تأییدی مرتبه اول حاکی از آن بود که مدل پیشنهادی پنج بٌعدی پرسشنامه توانمندی­ اجتماعی-هیجانی برازش قابل‌قبولی با داده­ها دارد (بار عاملی هر گویه بالاتر از 30/0). همچنین، آگویلار، لوپز-کوبو، کوادرادو و بنیتز[32] (2019) نشان دادند پرسشنامه توانمندی­ اجتماعی-هیجانی از همسانی درونی مناسبی برخوردار است؛ به طوری که ضرایب آلفای کرونباخ برای ابعاد خود-آگاهی، آگاهی اجتماعی، خود-گردانی، مدیریت ارتباط و تصمیم­گیری مسئولانه به ترتیب برابر 72/0، 76/0، 81/0، 73/0 و 82/0 به­ دست آمد. در ایران، یافته‌های پژوهش فرنودیان و همکاران (1398) با نمونه­ای از دانش‌آموزان دختر دوره دوم متوسطه (دبیرستان)، مؤید روایی مطلوب پرسشنامه به روش­های تحلیل عاملی اکتشافی و تأییدی بود. به‌علاوه، مقادیر ضرایب آلفای کرونباخ برای ابعاد خود-آگاهی، خود-گردانی، آگاهی اجتماعی، مدیریت ارتباط و تصمیم­گیری مسئولانه به ترتیب برابر 86/0، 70/0، 86/0، 79/0 و 87/0 گزارش شده است.
2. مقیاس سرزندگی تحصیلی: مقیاس سرزندگی تحصیلی[33] توسط مارتین و مارش[34] (2009) طراحی شده که مشتمل بر 4 ماده و به صورت خود-گزارش­دهی است. پاسخ‌های شرکت‌کنندگان در مقیاس لیکرت هفت‌درجه‌ای از 1 «کاملاً مخالفم» تا 7 «کاملاً موافقم» نمره دهی شدند. داتو^[35] و یانگ (2019) روایی مقیاس را با استفاده از روش تحلیل عاملی تأییدی مطلوب و پایایی آن به شیوه آلفای کرونباخ را 74/0 گزارش کردند. در مطالعه حاضر، به منظور وارسی روایی این مقیاس، تحلیل عاملی تأییدی مرتبه اول با روش برآورد بیشینه درست­نمایی[36] اجرا شد. نتایج حاکی از مناسب بودن روایی بود (138/0 = CMIN/DF، 00/1 = GFI، 00/1 = CFI، 999/0 = NFI و 020/0 = RMSEA). برای تعیین پایایی مقیاس از روش آلفای کرونباخ استفاده شد که ضریب آن 77/0 به دست آمد.

اجازه و موافقت لازم برای ترجمه نسخه فارسی پرسشنامه توانمندی­ اجتماعی-هیجانی از طراحان آن (ژائو و ایی، 2012) به وسیله ایمیل به دست آمد. ترجمه اولیه پرسشنامه مذکور از انگلیسی به فارسی توسط یک مترجم دو زبانه به طور مستقل انجام شد. پس از آن، مترجم دو زبانه دیگری که نسخه اصلی را ندیده و از مفاهیم و هدف پرسشنامه بی‌اطلاع بود، نسخه فارسی را به زبان انگلیسی مجدداً ترجمه نمود. اختلاف‌نظر بین دو مترجم مستقل تا زمانی که اجماع حاصل گردید، مورد بحث قرار گرفتند. این روش صحت و برابری مفهومی بین دو نسخه را تضمین می­کند. سپس، پرسشنامه توسط ده نفر از استادان روان‌شناسی ارزیابی و بازخورد در مورد قابلیت درک آن دریافت شد. نسخه مقدماتی پرسشنامه روی 40 دانش­آموز دختر و پسر که به روش در دسترس انتخاب شدند، اجرا گردید. در نهایت، پس از مقایسه و اعمال اصلاحات، نسخه اصلاح شده با پنج بٌعد مذکور در نمونه نهایی مورد استفاده قرار گرفت.

پس از اخذ مجوز منطقه­ای و مدرسه­ای و نیز رضایت آگاهانه از شرکت­کنندگان، پرسشنامه‌ها در ساعت­های مدرسه در کلاس­های منتخب اجرا شدند. محققان برای به حداقل رساندن گرایش دانش‌آموزان به پاسخ­های مطلوب اجتماعی، دانش‌آموزان را به شکلی پراکنده تقسیم کردند تا نتوانند جواب­های یکدیگر را ببینند. به دانش‌آموزان گفته شد که هیچ پاسخ صحیح یا غلطی وجود ندارد و در صورت عدم احساس راحتی در پاسخ دادن به یک گویه، می‌توانند از پاسخگویی به آن صرف‌نظر کنند. همچنین، دانش‌آموزان مطلع شدند که اطلاعات در این مطالعه ناشناس و محرمانه نگه داشته خواهد شد و هیچ­کس به پاسخ­های آن­ها دسترسی نخواهند داشت. به طور متوسط حدود 15 دقیقه طول کشید تا پرسشنامه‌ها تکمیل شوند.

آماره­های توصیفی (میانگین، انحراف استاندارد، چولگی و کشیدگی) و استنباطی (همبستگی هر گویه با نمره کل و آلفای کرونباخ، ضریب همبستگی پیرسون، تحلیل رگرسیون چندگانه و تحلیل واریانس چندمتغیری) با استفاده از نرم‌افزار اس.پی.اس.اس[37] نسخه 22 محاسبه شد. افزون بر این، ارزیابی روایی سازه پرسشنامه به روش تحلیل عاملی تأییدی با نسخه 22 نرم‌افزار ایموس[38] انجام گرفت.

 

یافته‌ها

اطلاعات جمعیت شناختی مربوط به گروه نمونه از قبیل جنسیت، سن و پایه تحصیلی مورد بررسی قرار گرفت. نتایج بیانگر آن بود که پسرها 70/43 درصد (152 نفر) و دخترها 30/56 درصد (196 نفر) از شرکت­کنندگان را به خود اختصاص دادند. شرکت­کنندگان در دامنه سنی 12 تا 15 سال با میانگین 44/13 سال و انحراف استاندارد 94/0 قرار داشتند. به­علاوه، یافته‌ها حاکی از آن بود که پایه تحصیلی نهم با فراوانی 161 نفر معادل 30/46 درصد، پایه تحصیلی هشتم با فراوانی 97 نفر معادل 90/27 درصد و پایه تحصیلی هفتم با فراوانی 90 نفر معادل 90/25 درصد به ترتیب دارای بیشترین شرکت­کننده در این مطالعه بودند. آماره­های توصیفی (میانگین، انحراف استاندارد، چولگی و کشیدگی) پرسشنامه توانمندی­ اجتماعی-هیجانی برای کل نمونه و به تفکیک جنسیت در جدول 1 ارائه شده است.

 

جدول 1: آمار توصیفی برای کل نمونه و برای دختر­ها و پسرها به طور جداگانه

Table 1

Descriptive statistics for the total sample and for boys and girls separately

		خود-آگاهی Self-awareness	آگاهی اجتماعی Social awareness	خود-گردانی Self-management	مدیریت ارتباط Relationship management	تصمیم­گیری مسئولانه Responsible decision-making
میانگین Mean	دخترها Girls	26.96	21.97	21.03	25.20	25.37
	پسرها Boys	25.86	21.42	23.28	24.58	24.76
	کل Total	26.41	21.69	22.15	24.89	25.06
انحراف استاندارد Std. Deviation	دخترها Girls	2.97	5.28	6.16	4.28	3.98
	پسرها Boys	3.92	5.70	5.61	4.28	4.38
	کل Total	3.44	5.49	5.88	4.28	4.18
چولگی Skewness	دخترها Girls	-1.63	-0.46	-0.44	-1.06	-1.06
	پسرها Boys	-1.69	-0.65	-0.93	-1.08	-1.08
	کل Total	-1.66	-0.55	-0.68	-1.07	-1.07
کشیدگی Kurtosis	دخترها Girls	1.48	-0.31	-0.58	0.65	1.68
	پسرها Boys	1.77	-0.04	0.80	2.14	2
	کل Total	1.62	-0.18	0.11	1.39	1.84

روایی سازه پرسشنامه توانمندی اجتماعی-هیجانی به وسیله نرم‌افزار ایموس نسخه 22 با استفاده از تحلیل عاملی تأییدی مرتبه اول به شیوه برآورد بیشینه درست­نمایی مورد سنجش قرار گرفت. تحلیل عاملی تأییدی برای آزمون یک مدل اندازه­گیری از مدل­یابی معادلات ساختاری استفاده می­کند. قبل از آزمون مدل، مفروضه­ها با استفاده از نرم‌افزار اس.پی.اس.اس نسخه 22 بررسی شد. مطابق با نتایج هیچ داده از دست رفته­ای وجود نداشت، نمره­های فاقد داده­های پرت چندمتغیری بودند (ملاک فاصله مهلانبیس[39] در سطح 001/0 > p)، داده­ها با پیش‌فرض نرمال بودن چندمتغیری مطابقت داشتند (مقرر بودن ارزش­های چولگی و کشیدگی در دامنه 2 ±)، پیش‌فرض خطی بودن و یکسانی پراکندگی در بین داده­ها برقرار بود (تعیین با وارسی دیداری نمودار جعبه­ای) و در نهایت داده­ها بیانگر عدم وجود هم­خطی چندگانه و تکین بودند (فراتر نرفتن ضریب همبستگی متغیرها از 90/0 یا بیشتر و مازاد نبودن متغیرها).

برازش مدل با استفاده ترکیبی از شاخص­های برازش مورد ارزیابی قرار گرفت که شامل نسبت مجذور کای بر درجه آزادی[40] (x²/df)، شاخص برازش تطبیقی[41] (CFI)، شاخص برازش هنجار شده[42] (NFI)، شاخص نیکویی برازش[43] (GFI) و جذر میانگین مجذورات خطای تقریب[44] (RMSEA) بودند. کلاین (2016) رهنمودهایی را برای ارزیابی شاخص­های مزبور به این صورت پیشنهاد می­کند که نسبت مجذور کای بر درجه آزادی (x²/df) برای یک مدل خوب باید کوچک باشد؛ به طوری که اندازه کمتر یا مساوی 5 بیانگر برازش نسبتاً خوب و مقدار کمتر یا مساوی 3 نشان­دهنده برازش خوب است. برای شاخص برازش تطبیقی (CFI) اندازه بزرگ­تر از 90/0 حاکی از برازش خوب، 80/0 تا 89/0 بیانگر برازش مناسب اما مرزی، 60/0 تا 79/0 روشنگر برازش ضعیف و اندازه کوچک­تر از 60/0 بیان‌کننده برازش خیلی ضعیف است. در مورد شاخص برازش هنجار شده (NFI) مقادیر بین 90/0 تا 95/0 نشان­دهنده برازش مطلوب و در خصوص شاخص نیکویی برازش (GFI) باید اندازه­ها بزرگ­تر یا مساوی با 90/0 باشد تا بتواند قابل‌قبول بودن مدل را نشان دهد. افزون بر این، ارزش­های کمتر از 08/0 برای جذر میانگین مجذورات خطای تقریب (RMSEA) به معنای برازش خوب تلقی می­شوند، اما اندازه­های بیشتر از 10/0 اغلب غیرقابل‌قبول هستند. وقتی به جای استفاده مستقل از این شاخص­ها، ترکیب آن­ها بکار برده می­شود، یک ارزیابی محافظه‌کارانه و قابل اعتمادتری از برازش مدل ارائه می­دهند (براون[45]، 2015). مدل پیشنهادی با بارهای عاملی هر یک از گویه­ها و کوواریانس‌های بین ابعاد، در نمودار 1 نشان داده شده است.

 

 

 

 

نمودار 1: مدل پیشنهادی نسخه فارسی پرسشنامه توانمندی­ اجتماعی-هیجانی

Fig 1

Proposed model of the Persian version of the social-emotional competence questionnaire

ارزیابی مدل تحلیل عاملی تأییدی با بررسی شاخص­های برازش انجام شد و نتایج آن در جدول 2 ارائه شده است.

 

 

جدول 2: شاخص­های برازش تحلیل عاملی تأییدی مرتبه اول نسخه فارسی پرسشنامه توانمندی­ اجتماعی-هیجانی

Table 2

Fitness indices of the first-order confirmatory factor analysis of the Persian version of the social-emotional competence questionnaire

شاخص­ها Indicators	مجذور کای (x²)	درجه آزادی (df)	نسبت مجذور کای بر درجه آزادی (x²/df)	شاخص برازش تطبیقی (CFI)	شاخص برازش هنجار شده (NFI)	شاخص نیکویی برازش (GFI)	جذر میانگین مجذورات خطای تقریب (RMSEA)
مقادیر Values	556.200	263	2.115	0.919	0.908	0.920	0.057

 

همان‌طور که جدول 2 نشان می­دهد همه شاخص­ها 115/2=x²/df، 919/0=CFI، 908/0=NFI، 920/0=GFI، 057/0=RMSEA بیانگر برازش مطلوب مدل با داده­ها است. ضرایب استاندارد، خطای استاندارد، آماره t و سطح معنی‌داری هر یک از گویه‌های مدل پیشنهادی در جدول 3 گزارش شده‌ است. همان‌طور که مشاهده می­شود کلیه بارهای عاملی بیشتر از 30/0 و آماره t تمامی گویه‌ها در سطح 001/0 معنی‌دار است.

 

جدول 3: ضرایب استاندارد، خطای استاندارد، آماره t و سطح معنی‌داری گویه­های پرسشنامه توانمندی­ اجتماعی-هیجانی

Table 3

Standardized coefficients, standard error, t-statistic and significance level of the items on the social-emotional competence questionnaire

بُعد	گویه Item	ضرایب استاندارد Standardized coefficients	خطای استاندارد Standard Error	آماره t t-statistic	سطح معنی‌داری Significance Level	بُعد	گویه Item	ضرایب استاندارد Standardized coefficients	خطای استاندارد Standard Error	آماره t t-statistic	سطح معنی‌داری Significance Level
خود-آگاهی Self-awareness	گویه 1 Item1	0.62	0.10	10.43	0.001	مدیریت ارتباط Relationship management	گویه 1 Item 1	0.51	0.12	7.31	0.001
	گویه 2 Item 2	0.68	0.10	9.84	0.001		گویه 2 Item 2	0.58	0.13	7.61	0.001
	گویه 3 Item 3	0.77	0.10	10.58	0.001		گویه 3 Item 3	0.59	0.18	7.75	0.001
	گویه 4 Item 4	0.47	0.11	7.37	0.001		گویه 4 Item 4	0.67	0.18	8.27	0.001
	گویه 5 Item 5	0.52	0.11	7.98	0.001		گویه 5 Item 5	0.70	0.16	8.45	0.001
آگاهی اجتماعی Social awareness	گویه 1 Item 1	0.57	0.10	7.58	0.001	مسئولیت تصمیم­گیری  Responsible decision-making	گویه 1 Item 1	0.63	0.11	10.26	0.001
	گویه 2 Item 2	0.71	0.13	9.74	0.001		گویه 2 Item 2	0.62	0.11	9.63	0.001
	گویه 3 Item 3	0.80	0.16	10.39	0.001		گویه 3 Item 3	0.73	0.11	10.80	0.001
	گویه 4 Item 4	0.78	0.15	10.24	0.001		گویه 4 Item 4	0.72	0.11	10.73	0.001
	گویه 5 Item 5	0.62	0.14	8.93	0.001		گویه 5 Item 5	0.65	0.11	9.95	0.001
خود-گردانی Self-management	گویه 1 Item 1	0.80	0.06	16.86	0.001
	گویه 2 Item 2	0.88	0.06	18.65	0.001
	گویه 3 Item 3	0.85	0.06	17.98	0.001
	گویه 4 Item 4	0.81	0.06	16.64	0.001
	گویه 5 Item 5	0.47	0.07	8.68	0.001

 

پایایی همسانی درونی نسخه فارسی توانمندی­ اجتماعی-هیجانی با استفاده از همبستگی هر گویه با نمره کل و روش آلفای کرونباخ سنجیده شد. همبستگی هر گویه با نمره کل برای ابعاد خود-آگاهی (ضریب همبستگی = 38/0 تا 64/0)، آگاهی اجتماعی (ضریب همبستگی = 51/0 تا 71/0)، خود-گردانی (ضریب همبستگی = 43/0 تا 79/0)، مدیریت ارتباط (ضریب همبستگی = 46/0 تا 57/0) و تصمیم­گیری مسئولانه (ضریب همبستگی = 38/0 تا 64/0) بود که بیانگر ارتباط معنی­دار بین گویه­ها و نمره کل است. به­علاوه، جدول 4 ضرایب آلفای کرونباخ پرسشنامه توانمندی اجتماعی-هیجانی را نشان می­دهد که برای هر یک از دخترها و پسرها محاسبه شده است.

 

جدول 4: ضرایب آلفای کرونباخ نسخه فارسی پرسشنامه توانمندی­ اجتماعی-هیجانی

Table 4

Cronbach's alpha coefficients Persian version of the social-emotional competence questionnaire

ابعاد Dimensions	دخترها Girls	پسرها Boys	تلفیقی Combined
خود-آگاهی Self-awareness	0.68	0.77	0.73
آگاهی اجتماعی Social awareness	0.82	0.83	0.82
خود-گردانی Self-management	0.86	0.88	0.87
مدیریت ارتباط Relationship management	0.75	0.75	0.75
تصمیم‌گیری مسئولانه Responsible decision-making	0.80	0.80	0.80
نمره کل پرسشنامه Questionnaire total score	0.90	0.92	0.91

با توجه به نتایج جدول 4، ضرایب آلفای کرونباخ پنج بٌعد خود-آگاهی، آگاهی اجتماعی، خود-گردانی، مدیریت ارتباط و تصمیم­گیری مسئولانه هر کدام با پنج گویه به ترتیب برای دخترها (68/0، 82/0، 86/0، 75/0 و 80/0) و پسرها (77/0، 83/0، 88/0، 75/0 و 80/0) با ارزش میانگین (73/0، 82/0، 87/0، 75/0 و 80/0) به دست آمد که همه مقادیر بالاتر از حداقل ملاک پذیرفته شده (70/0) هستند. افزون بر این، آلفای کرونباخ کل پرسشنامه برای دخترها و پسرها به ترتیب برابر 90/0 و 92/0 با میانگین 91/0 حاصل گردید. به طور کلی، یافته‌ها نشان می­دهد نسخه فارسی پرسشنامه توانمندی­ اجتماعی-هیجانی از ضرایب همسانی درونی قابل‌قبولی برخوردار است.

رابطه بین توانمندی اجتماعی-هیجانی و سرزندگی تحصیلی با استفاده از ضریب همبستگی پیرسون مورد ارزیابی قرار گرفت. مطابق با جدول 5، یافته‌ها بیانگر آن بود که پنج بٌعد خود-آگاهی (01/0>p، 31/0=r)، آگاهی اجتماعی (01/0>p، 32/0=r)، خود-گردانی (01/0>p، 50/0=r)، مدیریت ارتباط (01/0>p، 41/0=r) و تصمیم­گیری مسئولانه (01/0>p، 38/0=r) همبستگی مثبت و معنی­داری با مقیاس سرزندگی تحصیلی داشتند. همچنین، بین نمره کل توانمندی­ اجتماعی-هیجانی و سرزندگی تحصیلی رابطه مثبت و معنی­داری (01/0>p، 52/0=r) به دست آمد. این نمره­ها حاکی از آن است که دانش‌آموزان با نمره­های بالاتر در توانمندی­ اجتماعی-هیجانی، تمایل به کسب نمره­های بهتری در سرزندگی تحصیلی دارند.

 

 

 

جدول 5: همبستگی پیرسون بین توانمندی­ اجتماعی-هیجانی و سرزندگی تحصیلی

Table 5

Pearson’s correlation between social-emotional competence and academic buoyancy

متغیرها Variables	خود-آگاهی Self-awareness	آگاهی اجتماعی Social awareness	خود-گردانی Self-management	مدیریت ارتباط Relationship management	مسئولیت تصمیم­گیری Responsible decision-making	نمره کل پرسشنامه Questionnaire total score
سرزندگی تحصیلی Academic buoyancy	0.31**	0.32**	0.50**	0.41**	0.38**	0.52**

 0.01 >                 ** p

افزون بر این، برای بررسی اینکه چه مقدار از واریانس نمره­های سرزندگی تحصیلی را می­توان از طریق نمره­های ابعاد توانمندی­ اجتماعی-هیجانی تبیین کرد و کدام یک از ابعاد توانمندی­ اجتماعی-هیجانی بهترین پیش­بین سرزندگی تحصیلی است، رگرسیون چندگانه به روش استاندارد اجرا شد. تحلیل­های مقدماتی به منظور اطمینان از عدم تخطی از مفروضه­های بهنجاری، خطی بودن، چندهم­خطی بودن و یکسانی پراکندگی مورد بررسی و تأیید قرار گرفت. همان­طور که جدول 6 نشان می­دهد، مدل رگرسیون این مطالعه قادر به تبیین 30/0 درصد واریانس در سرزندگی تحصیلی است که به صورت معنی­داری آن را پیش­بینی می­کند (001/0>p، 24/29= _{(342، 5)}F). دو متغیر پیش­بین به صورت معنی­دار در مدل سهم داشتند. خود-گردانی بیشترین سهم یگانه را دارد (01/0>p، 36/0=β)؛ اگرچه مدیریت ارتباط نیز از لحاظ آماری سهم معنی‌داری داشته است (01/0>p، 14/0=β).

جدول 6: ضرایب رگرسیون چندگانه نمره­های سرزندگی تحصیلی

Table 6

Multiple regression coefficients academic buoyancy scores

	ضریب تعیین R Square	ضریب تعیین تعدیل شده Adjusted R Square	F	سطح معنی‌داری Significance Level	مقدار ثابت constant	ضرایب استاندارد Standardized coefficients	t	سطح معنی‌داری Significance Level
مدل Model	0.30	0.29	29.24	0.001	6.23
خود-آگاهی Self-awareness						0.05	0.82	0.42
آگاهی اجتماعی Social awareness						0.06	1.17	0.24
خود-گردانی Self-management						0.36	6.67	0.001
مدیریت ارتباط Relationship management						0.14	2.15	0.03
مسئولیت تصمیم­گیری Responsible decision-making						0.08	1.30	0.19

در ادامه تحلیل واریانس چندمتغیری بین گروهی یک راهه برای بررسی تفاوت­های جنسیتی (متغیر مستقل) در پرسشنامه توانمندی اجتماعی-هیجانی انجام شد. پنج متغیر وابسته خود-آگاهی، آگاهی اجتماعی، خود-گردانی، مدیریت ارتباط و تصمیم­گیری مسئولانه مورد استفاده قرار گرفت. ابتدا آزمون مفروضه­ها برای بررسی بهنجاری، خطی بودن، داده­های پرت تک متغیری و چندمتغیری، همگنی واریانس بین گروهی، همگنی ماتریس­های واریانس-کوواریانس و هم­خطی چندگانه انجام گرفت، هیچ نوع تخطی جدی مشاهده نشد. برای کنترل خطای نوع 1، از تعدیل بن­فرونی[46] استفاده و معنی­داری آماری در سطح 01/0 > p تعیین شد (سطح معنی‌داری 05/0 تقسیم بر پنج متغیر وابسته). نتایج نشان داد که بین دخترها و پسرها در متغیرهای وابسته ترکیبی از نظر آماری تفاوت معنی­داری وجود داشت (15/7 = _{(342، 5)} F، 001/0=p، 91/0= لامبدای ویلکز و 10/0= مجذور اتای تفکیکی). هنگامی که نتایج متغیرهای وابسته به صورت جداگانه در نظر گرفته شد، تنها تفاوت­های که با استفاده از تعدیل بن­فرونی 01/0، به معنی­داری آماری رسیده، خود-آگاهی (84/8 =_{(346، 1)}F، 003/0=p و 03/0=مجذور اتای تفکیکی) و خود-گردانی (25/12 = _{(346، 1)} F، 001/0 = p و 03/0 = مجذور اتای تفکیکی) بودند. بررسی میانگین نمره­ها نشان داد که پسرها سطوح خود-آگاهی (96/26 = M، 24/0 = sd) نسبتاً بالاتری در مقایسه دخترها (86/25 = M، 28/0 = sd) گزارش کرده­اند. این در حالی است که دخترها خود-گردانی (28/23 = M، 48/0 =sd ) به میزان متوسط بیشتری نسبت به پسرها (03/21 = M، 42/0 = sd) گزارش نمودند (جدول 7 ملاحظه شود).

جدول 7: نمره­های ابعاد پرسشنامه توانمندی اجتماعی-هیجانی با توجه به جنسیت

Table 7

Dimensions scores of the social-emotional competence questionnaire according to gender

جنسیت Gender	N		خود-آگاهی Self-awareness	آگاهی اجتماعی Social awareness	خود-گردانی Self-management	مدیریت ارتباط Relationship management	تصمیم­گیری مسئولانه Responsible decision-making
دخترها Girls	196	میانگین Mean	26.96	21.97	21.03	25.20	25.37
		انحراف‌استاندارد Std. Deviation	2.97	5.28	6.16	4.28	3.98
پسرها Boys	152	میانگین Mean	25.86	21.42	23.28	24.58	24.76
		انحراف استاندارد Std. Deviation	3.92	5.70	5.61	4.28	4.38

بحث و نتیجه‌گیری

این مطالعه با هدف کنکاش در مورد ویژگی­های روان‌سنجی نسخه فارسی پرسشنامه توانمندی اجتماعی-هیجانی (ژائو و ایی، 2012) و ارتباط آن با سرزندگی تحصیلی در جمعیت دانش‌آموزان دختر و پسر دوره اول متوسطه ایران انجام گرفت. نتایج حاضر حاکی از آن بود که نسخه فارسی پرسشنامه توانمندی­ اجتماعی-هیجانی از روایی سازه مطلوب و پایایی همسانی درونی قابل‌قبولی برخوردار است. همچنین، بین نمره کل پرسشنامه توانمندی­ اجتماعی-هیجانی و ابعاد آن با سرزندگی تحصیلی رابطه مثبت و معنی­داری به دست آمد. افزون بر این، داده­ها نشان داد که بین دخترها و پسرها در برخی ابعاد پرسشنامه توانمندی­ اجتماعی-هیجانی تفاوت­ آماری معنی­داری وجود داشت. یافته‌ها به تفضیل در ذیل بحث شده است.

از نظر ساختار عاملی، نتایج تحلیل عاملی تأییدی مرتبه اول شواهدی برای روایی سازه (ساختار پنج عاملی خود-آگاهی، آگاهی اجتماعی، خود-گردانی، مدیریت ارتباط و تصمیم­گیری مسئولانه) نسخه فارسی پرسشنامه توانمندی­ اجتماعی-هیجانی در دانش‌آموزان دوره اول متوسطه ایرانی ارائه می­دهد. به طور خاص، برازش کلی مدل با داده­ها مناسب و بارهای عاملی گویه­ها به شکل پایداری نیرومند بودند. همچنین، کوواریانس‌ها عموماً در حد متوسط بوده که بیانگر آن است متغیرهای پنهان در مدل با یکدیگر مرتبط اما تا اندازه­ای متمایز هستند. این نتایج حمایت بیشتری را برای ماهیت چندبٌعدی توانمندی­ اجتماعی-هیجانی فراهم می­کند و مطابق با مطالعات پیشین (ژائو و ایی، 2012؛ امامقلی­وند و همکاران، 1397؛ فرنودیان و همکاران، 1398) است که همواره یک مدل پنج عاملی را نشان داده­اند.

از لحاظ پایایی، نتایج پژوهش حاضر نشان می‌دهد که نسخه فارسی پرسشنامه توانمندی­ اجتماعی-هیجانی از پایایی همسانی درونی بالایی برخوردار است؛ به طوری که برای دانش‌آموزان دوره اول متوسطه ایران قابل اجرا است. این یافته‌ها با مطالعات قبلی از جمله، پژوهش اصلی ژائو و ایی (2012) سازگار است که پایایی قابل‌قبولی را برای پرسشنامه توانمندی­ اجتماعی-هیجانی گزارش کرده­اند.

یکی از نتایج حائز اهمیت این پژوهش، ارتباط مثبت و معنی­دار بین توانمندی­ اجتماعی-هیجانی و سرزندگی تحصیلی بود. یافته‌ها با اظهارت تاربتسکی و همکاران (2017) همخوانی دارد. فراتر از این، نتایج بیانگر آن بود که خود-گردانی و مدیریت ارتباط به ترتیب بیشترین نقش را در پیش­بینی سرزندگی تحصیلی دانش‌آموزان داشتند. در تبیین نتایج مذکور، باید بیان داشت دانش‌آموزانی که از توانایی کنترل افکار و هیجانات بالاتری برای هدایت استرس و آمادگی جهت مواجهه با چالش­ها برخوردار هستند و نیز انتخاب‌های سازنده­ای برای غلبه بر مشکلات دارند، می­توانند با موفقیت بیشتری موانع و تنگناهای موجود در زندگی تحصیلی­شان را ساماندهی کنند (تاربتسکی و همکاران، 2017). بدین ترتیب، به نظر می­رسد که سرزندگی تحصیلی به وضوح با عملکرد تحصیلی و غیر تحصیلی سازگار دانش‌آموزان از جمله، پیشرفت در توانمندی اجتماعی-هیجانی آن­ها مرتبط است.

به­علاوه، سهم برجسته پژوهش حاضر، شناسایی و ارائه شواهدی از تفاوت­های جنسیتی در پرسشنامه توانمندی اجتماعی-هیجانی بود که همسو با اطلاعات گزارش شده در پژوهش­های پیشین (وست و همکاران، 2020؛ زایچ و همکاران، 2018؛ کورین و همکاران، 2009) است. به طور خاص، پسرها نمره­های بالاتری در بٌعد خود-آگاهی گزارش کردند؛ در حالی که دخترها در بٌعد خود-گردانی از نمره­های بهتری برخوردار بودند. این تفاوت را می­توان با تمایل بالاتر پسرها به شناخت هیجانات و افکار خود و نحوه تأثیر آن­ها بر رفتار، انگیزه داشتن، اعتمادبه‌نفس بالا، خوش‌بینی و آگاهی از نقاط قوت و محدودیت­های خود (خود-آگاهی) و گرایش بیشتر دخترها در تنظیم و نظارت بر شناخت­ها، رفتارها و هیجانات مؤثر مانند مدیریت استرس و تکانه­ها، ایجاد انگیزه در خود، برنامه‌ریزی، تعیین هدف و تلاش در جهت رسیدن به اهداف (خود-گردانی) توضیح داد (تاربتسکی و همکاران، 2017).

با توجه به اطلاعات فوق­الذکر، نسخه فارسی پرسشنامه توانمندی­ اجتماعی-هیجانی در موضوع پیامدهای کاربردی و مداخلات روان­شناختی-آموزشی سهم حائز اهمیتی دارد. پرسشنامه توانمندی اجتماعی-هیجانی (ژائو و ایی، 2012) برای متخصصان، محققان و معلمان به دلیل طول کوتاه آن و سنجش در سطح چندبعدی، مقرون به صرفه بودن و به­کار­گیری در مطالعاتی که می‌خواهند تعداد زیادی متغیر را در مدت زمان کوتاهی جمع‌آوری و پردازش کنند، به عنوان ابزاری مفید عمل می­کند. در واقع، پرسشنامه توانمندی­ اجتماعی-هیجانی ابعاد یادگیری اجتماعی-هیجانی را می­سنجد که معمولاً در برنامه­های درسی مبتنی بر شواهد و مداخلات بالینی مورد توجه قرار می­گیرند. در حالت ایدئال، اجرای این ابزار در سطح کلاس می­تواند به معلمان کمک کند تا اندازه­ای که دانش‌آموزان توانمندی­ اجتماعی-هیجانی خود را گزارش و آشکار می­سازند، درک نمایند. معلمانی که از گزارش دانش‌آموزان متوجه می­شوند آن­ها فقدان توانمندی­ اجتماعی-هیجانی هستند، می­توانند افزایش یا تقویت قابل‌ملاحظه‌ای را در آموزش برنامه­های یادگیری اجتماعی-هیجانی خود مورد توجه قرار دهند. فراتر از داده­ها در سطح کلاس، مدارس نیز باید از نمره­های پرسشنامه توانمندی‌ اجتماعی-هیجانی استفاده کنند تا گروه­های خاص دانش‌آموزان (برای مثال، دانش‌آموزان با ناتوانی یادگیری خاص) را در نظر بگیرند که سطوح پایین­تری از توانمندی­ اجتماعی-هیجانی را گزارش می­دهند و متعاقباً حمایت­های بیشتری را برای پرورش توانمندی­ اجتماعی-هیجانی این دانش‌آموزان از طریق ارائه آموزش یادگیری اجتماعی-هیجانی در گروه­های کوچک، افزایش تکرار دروس یادگیری اجتماعی-هیجانی و کاربست دروس ارتقاء دهنده یادگیری اجتماعی-هیجانی به ارمغان آورند. در نهایت، از لحاظ سرزندگی تحصیلی، رویکرد یادگیری اجتماعی-هیجانی می­تواند مؤثر باشد. برای مثال، یک راهبرد یادگیری اجتماعی-هیجانی در برنامه "درس­های بهزیستی فردی[47]" (بونیول، اوسین و مارتینز[48]، 2016) دیده می­شود که به چالش­ها و تحولات اجتماعی دانش‌آموزان که اغلب در انتقال از مدرسه ابتدایی یا راهنمایی به دبیرستان با آن روبه­رو هستند، می‌پردازد. یافته‌ها نشان می‌دهد که اتخاذ این رویکرد به افزایش توانایی دانش‌آموزان در مقابله با چالش‌ها و دشواری‌های ناشی از انتقال (سرزندگی تحصیلی) کمک می‌کند. افزون بر این، از آنجایی که پرسشنامه توانمندی اجتماعی-هیجانی ابتدا در غرب توسعه‌یافته است، این مطالعه شواهد بیشتری درباره تعمیم‌پذیری پرسشنامه توانمندی­ اجتماعی-هیجانی در کشورهای شرقی فراهم می­کند.

علی­رغم اینکه مطالعه حاضر نتایج ارزشمندی از لحاظ ویژگی­های روان‌سنجی نسخه فارسی پرسشنامه توانمندی­ اجتماعی-هیجانی در بین دانش‌آموزان دوره اول متوسطه ایرانی فراهم نموده، برخی محدودیت­ها وجود دارند که به هنگام تفسیر یافته‌ها باید آن­ها را مور توجه قرار داد؛ زیرا فرصت­های زیادی برای تحقیقات بیشتر در آینده ارائه می­دهند. اول، این پژوهش یک طرح مقطعی را اتخاذ نمود که در آن داده­ها در یک زمان جمع­آوری شدند. بدون داده­های طولی، برخی از ویژگی‌های روان‌سنجی مانند پایایی بازآزمایی، تغییرناپذیری طولی ساختار عاملی و روایی پیش­بین قابل ارزیابی نیست. تحقیقات طولی در آینده برای تأیید و روا سازی بیشتر نسخه فارسی پرسشنامه توانمندی­ اجتماعی-هیجانی لازم است. دوم، این مطالعه منحصراً بر داده‌های خود-گزارش­دهی دانش‌آموزان متکی بود که ممکن است با گزارش‌های سوگیرانه یا نادرست آن­ها همراه باشند (برای مثال، نشان دادن مطلوبیت اجتماعی خود یا تفسیر نادرست گویه‌ها)؛ بنابراین، به منظور پرداختن به این محدودیت و کسب بینش کامل­تر، جمع‌آوری اطلاعات و گزارش‌های بیشتر در آینده از معلمان یا دیگر ناظران (مانند والدین و مدیران) ارزشمند خواهد بود. سوم، اگرچه نمونه پژوهش معرف جامعه مستقلی بود (دانش‌آموزان دوره اول متوسطه شهر اهواز)، تعمیم نتایج به کل جمعیت دانش‌آموزان دوره اول متوسطه ایران باید با احتیاط صورت گیرد. تحقیقات آینده باید برای تکرار نتایج به دست آمده در این مطالعه، در جمعیت­های مناطق دیگر انجام شوند.

 

1. Chen, Squires, Chen, Wu & Xie
2. 2. Social-emotional competence
3. Kats Gold, Kopelman-Rubin, Mufson & Klomek
4. Collie
5. Collaborative for Academic, Social, and Emotional Learning (CASEL)
6. Self-awareness
7. Social awareness
8. Self-management
9. Relationship management
10. Responsible decision making
11. Zych, Ortega-Ruiz, Munoz-Morales & Llorent
12. Jones & Bouffard
13. Gresham
14. 4. Panayiotou, Humphrey & Wigelsworth
15. 5. Scalise
16. Denham, Wyatt, Bassett, Echeverria & Knox
17. 1. Crowe, Beauchamp, Catroppa & Anderson
18. Humphrey, Kalambouka, Wigelsworth, Lentrum, Deighton & Wolpert
19. 3. Social-Emotional Competence Questionnaire
20. 4. Zhou & Ee
21. 5. Coryn, Spybrook, Evergreen & Blinkiewicz
22. 1. Kagesten
23. West
24. Tarbetsky, Martin & Collie
25. 4. academic buoyancy
26. 5. Marsh
27. 6. Meiklejohn
28. 7. Schonert-Reichl
29. Durlak, Weissberg, Dymnicki, Taylor & Schellinger
30. 1. Structural Equation Modeling (SEM)
31. 2. Kline
32. 1. Aguilar, Lopez-Cobo, Cuadrado & Benitez
33. 2. Academic Buoyancy Scale
34. 3. Martin & Marsh
35. 4. Datu
36. 5. Maximum Likelihood
37. 1. SPSS
38. 2. AMOS
39. Mahalanobis distance
40. 2. Chi-squareratio by degrees of freedom
41. Comparative fit index
42. Normed fit index
43. Goodness-of-fit index
44. Root mean square error of approximation
45. 7. Brown
46. 1. Bonferroni adjustment

[47] .personal well-being lessons

[48] .Boniwell, Osin & Martinez

مراجع

امامقلی‌وند، فاطمه، کدیور، پروین و پاشاشریفی، حسن (1397). شاخص­های روان‌سنجی پرسشنامه شایستگی اجتماعی-هیجانی دانش‌آموزان. فصلنامه اندازه‌گیری تربیتی، 9(33)، 101-79.

جمالی پاقلعه، سمیه، عابدی، احمد، جدیدی فیقان، مهناز، جمالی پاقلعه، زیور و آقایی، الهام (1392). ویژگی‌های روان‌سنجی مقیاس یادگیری اجتماعی-هیجانی دانش‌آموزان پسر پایه‌های سوم و چهارم شهر اصفهان. فصلنامه اندازه‌گیری تربیتی، 4(13)، 211-193.

رهبر کرباسدهی، فاطمه، ابوالقاسمی، عباس و رهبر کرباسدهی، ابراهیم (1397). تأثیر آموزش مهارت‌های اجتماعی-هیجانی بر باورهای انگیزشی و راهبردهای یادگیری خودتنظیمی دانش‌آموزان مبتلا به اختلال یادگیری خاص. دو فصلنامه راهبردهای شناختی در یادگیری، 6(10)، 55-39.

فرنودیان، پریسا، ابوالمعالی، خدیجه و هاشمیان، کیانوش (1398). بررسی روایی و اعتبار پرسشنامه یادگیری اجتماعی-هیجانی در دانش‌آموزان دختر دوره دوم متوسطه شهر تهران. فصلنامه پژوهش‌های کاربردی روان‌شناختی، 10(3)، 159-147.

Aguilar, P., Lopez-Cobo, I., Cuadrado, F., & Benitez, I. (2019). Social and emotional competences in Spain: A comparative evaluation between Spanish needs and an international framework based on the experiences of researchers, teachers, and policymakers. Frontiers in Psychology, 10(1):1-12.

Boniwell, I., Osin, E. N., & Martinez, C. (2016). Teaching happiness at school: Non-randomized controlled mixed-methods feasibility study on the effectiveness of personal well-being lessons. The Journal of Positive Psychology, 11(1):, 85-98.

Brown, T. A. (2015). Confirmatory factor analysis for applied research. New York: Guilford Publications.

Chen, C. Y., Squires, J., & Scalise, K. (2020). Evaluating the dimensionality and psychometric properties of a social-emotional screening instrument for young children. Infants & Young Children, 33(2): 142-159.

Chen, C. Y., Squires, J., Chen, C. I., Wu, R., & Xie, H. (2019). The adaptation and psychometric examination of a social-emotional developmental screening tool in Taiwan. Early Education and Development, 31(1): 27-46.

Collaborative for Academic, Social, and Emotional Learning. (2015). Effective social and emotional learning programs: Middle school and high school. Chicago, IL: Author.

Collie, R. J. (2019). The development of social and emotional competence at school: An integrated model. International Journal of Behavioral Development, 44(1): 76-87.

Coryn, C. L. S., Spybrook, J. K., Evergreen, S. D. H., & Blinkiewicz, M. (2009). Development and evaluation of the social-emotional learning scale. Journal of Psychoeducational Assessment, 27(4): 283-295.

Crowe, L. M., Beauchamp, M. H., Catroppa, C., & Anderson, V. (2011). Social function assessment tools for children and adolescents: A systematic review from 1988 to 2010. Clinical Psychology Review, 31(5): 767-785.

Datu, J. A. D., & Yang, W. (2019). Academic buoyancy, academic motivation, and academic achievement among Filipino high school students. Current Psychology, 38(3):1-8.

Denham, S. A., Wyatt, T. M., Bassett, H. H., Echeverria, D., & Knox, S. S. (2009). Assessing social-emotional development in children from a longitudinal perspective. Journal of Epidemiology & Community Health, 63(1): 37-52.

Durlak, J. A., Weissberg, R. P., Dymnicki, A. B., Taylor, R. D., & Schellinger, K. B. (2011). The impact of enhancing students’ social and emotional learning: A meta-analysis of school-based universal interventions. Child Development, 82(1): 405-432.

Farnoodian, P., Abolmaali, Kh., & Hashemian, K. (2019). The reability and validity of the socio-emotional learning questionnaire in adolescent girls secondary school in Tehran. Applied Psychological Research Quarterly 10(3): 147-159. [In Persian]

Gresham, F. M., Elliott, S. N., Metallo, S., Byrd, S., Wilson, E., Erickson, M., & Altman, R. (2018). Psychometric fundamentals of the social skills improvement system: Social-emotional learning edition rating forms. Assessment for Effective Intervention, 45(3): 1-16.

Humphrey, N., Kalambouka, A., Wigelsworth, M., Lentrum, A., Deighton, J., & Wolpert, M. (2011). Measures of social and emotional skills for children and young people. Educational and Psychological Measurement, 71(4): 617-637.

Imamgholivand, F., Kadivar, P., & Pasha Sharifi, H. (2018). Psychometric indexes students' of the social emotional competence questionnaire (SECQ). Quarterly of Educational Measurement, 9(33): 79-101. [In Persian]

Jamali Paqale, S., Abedi, A., Jadidi Fiqan, M., Jamali Paqale, Z., & Aqai, E. (2013). A study of psychometric properties of social emotional learning scale in 4th and 5th grade male students in elementary schools of Isfahan. Quarterly of Educational Measurement, 4(13): 193-211. [In Persian]

Jones, S. M., & Bouffard, S. M. (2012). Social and emotional learning in schools: From programs to strategies. Social Policy Report, 26(4): 1-22.

Kagesten, A., Gibbs, S., Blum, R. W., Moreau, C., Chandra-Mouli, V., Herbert, A., & Amin, A. (2016). Understanding factors that shape gender attitudes in early adolescence globally: A mixedmethods systematic review. PLOS ONE, 11(6): 1-36.

Kats Gold, I., Kopelman-Rubin, D., Mufson, L., & Klomek, A. B. (2020). I Can Succeed for Preschools: A Randomized Control Trial of a New Social-emotional Learning Program. Early Education and Development, 1-17.

Kline, R. B. (2016). Principles and practice of structural equation modeling (4th ed.).New York: Guilford.

Martin, A. J., & Marsh, H. (2009). Academic resilience and academic buoyancy: Multidimensional and hierarchical conceptual framing of causes, correlates, and cognate constructs. Oxford Review of Education, 35(3): 353-370.

Meiklejohn, J., Phillips, C., Freedman, M. L., Griffin, M. L., Biegel, G., Roach, A., … & Soloway, G. (2012). Integrating mindfulness training into K-12 education: Fostering the resilience of teachers and students. Mindfulness, 3(4): 291-307.

Panayiotou, M., Humphrey, N., & Wigelsworth, M. (2019). An empirical basis for linking social and emotional learning to academic performance. Contemporary Educational Psychology, 56(1): 193-204.

Rahbar Karbasdehi, F., Abolghasemi, A., & Rahbar Karbasdehi, E. (2018). The effect of social-emotional skills training on motivational beliefs and self- regulated learning strategies in students with specific learning disorder. Biquarterly Journal of Cognitive Strategies in Learning, 6(10): 39-55. [In Persian]

Schonert-Reichl, K. A., Oberle, E., Lawlor, M. S., Abbott, D., Thomson, K., & Oberlander, T. F., et al. (2015). Enhancing cognitive and social-emotional development through a simple-to-administer mindfulness-based school program for elementary school children: A randomized controlled trial. Developmental Psychology, 51(1): 52-66.

Tarbetsky, A. L., Martin A. J., & Collie, R. J. (2017). Social and emotional learning, social and emotional competence, and students’ academic outcomes: The roles of psychological need satisfaction, adaptability, and buoyancy. In E. Frydenberg, A. J. Martin & R. J. Collie (Eds.), Social and Emotional Learning in Australia and the Asia-Pacific (pp. 17-39). Singapore: Springer.

West, M. R., Pier, L., Fricke, H., Hough, H., Loeb, S., Meyer, R. H., & Rice, A. B. (2020). Trends in student social-emotional learning: Evidence from the first large-scale panel student survey. Educational Evaluation and Policy Analysis, 42(2): 1-25.

Zhou, M., & Ee, J. (2012). Development and validation of the social emotional competence questionnaire (SECQ). The International Journal of Emotional Education, 4(2): 27-42.

Zych, I., Ortega-Ruiz, R., Munoz-Morales, R., & Llorent, V. J. (2018). Dimensions and psychometric properties of the social and emotional competencies questionnaire (SEC-Q) in youth and adolescents. Revista Latinoamericana de Psicologia, 50(2): 98-106.