رابطه رهبری تحول آفرین و یادگیری حرفه ای معلم، نقش های میانجی اعتماد به مدیر و خودکارآمدی معلم (مورد مطالعه: مدارس ابتدایی منطقه 12 تهران)

محورهای موضوعی : آموزش و پرورش

طیبه ارجمندی ^{1 *} , آصفه فضائلی ²

1 - استادیار، گروه روانشناسی و علوم تربیتی دانشگاه پیام نور، تهران، ایران
2 - دانش آموخته کارشناسی ارشد مدیریت آموزشی، دانشگاه پیام نور، تهران جنوب، تهران، ایران.

تاریخ دریافت : 1404/03/19 تاریخ پذیرش : 1404/06/04 تاریخ انتشار : 1404/06/10

کلید واژه: رهبری تحول آفرین, یادگیری حرفه ای , اعتماد به مدیر, خودکارآمدی. ,

چکیده مقاله :

هدف: پژوهش حاضر با هدف بررسی رابطه رهبری  تحول آفرین و یادگیری حرفه ای معلم با  نقش های میانجی اعتماد به مدیر و خودکارآمدی  انجام شده است.

روش: روش تحقیق مقاله حاضر توصیفی از نوع همبستگی بوده است. جامعه آماری شامل کلیه معلمان مدارس ابتدایی منطقه 12 تهران بود  که جمیتی بالغ  بر 1055 نفر را در بر می گیرد. حجم نمونه بر اساس جدول مورگان  326 نفر برآوردگردید. روش نمونه گیری تصادفی طبقه ای  و ابزار جمع آوری داده ها، پرسشنامه استاندارد رهبری تحول آفرین باس و آولیو، یادگیری حرفه ای  لی و همکاران، اعتماد به مدیر شانن-موران و خودکارآمدی لیو و همکاران بوده است. فرضیات پژوهش  بوسیله آزمون های مدل معادلات ساختاری و سوبل  با استفاده  از نرم افزارهای SPSS و PLS  بررسی شدند.

یافته ها: تحلیل فرضیات نشان داد بین مولفه های رهبری تحول آفرین و مولفه های یادگیری حرفه ای معلم ،مولفه های رهبری تحول آفرین و اعتماد به مدیر و همچنین مولفه های رهبری تحول آفرین و خودکارآمدی معلم رابطه مثبت و مستقیم وجود دارد، بین اعتماد به مدیر و  خودکارآمدی معلم و مولفه های یادگیری حرفه ای معلم رابطه مثبت و مستقیم وجود دارد، اعتماد به مدیر در رابطه بین رهبری  تحول آفرین و یادگیری حرفه ای معلم نقش میانجی دارد اما خودکارآمدی معلم در این رابطه این نقش میانجی را ایفا نمی کند.

نتیجه گیری: رهبری تحول‌آفرین، با الهام‌بخشی و توانمندسازی معلمان، می‌تواند انگیزه‌ آن‌ها را برای توسعه‌ مهارت‌های حرفه‌ای ‌ تقویت کند، خودکارآمدی  آنهارا افزایش دهد. همچنین به شکل‌گیری فضایی سرشار از اعتماد و احترام در محیط آموزشی کمک شایانی می‌کند

چکیده انگلیسی:

Purpose:The present research was conducted with the aim of investigating the relationship between  transformational  leadership and  professional learning with the emphasise on the mediating roles of trust in manager and self-efficacy.

Method: The statistical population includes teachers’ elementary schools in the region 12 of Tehran consisting of 1055 teachers, based on Morgan's table, 326 teachers were selected by stratified sampling. The data collection tool is a standard questionnaire consisting of transformational leadership Bass and Avolio, professional learning Li &et al., Trust in managers Hoy and Tschannen-Moran and self-efficacy questions Liu & et al.  Research hypotheses were investigated by Structural Equation Modeling and Sobel test.

Findings: Based on the results of inferential statistics, there are positive and direct relationships between components of transformational leadership and the components of professional learning, between components of transformational leadership and trust in the manager, as well as the components of transformational  leadership and  self-efficacy; There is a positive and direct relationship between trust in the manager, as well as self-efficacy and components of professional learning; Trust in the managers has a mediating role in the relationship between transformational leadership and professional learning, but self-efficacy does not play this mediating role in this relationship.

Conclusion: Transformational leadership can create a foundation for teachers' interest in improving their professional skills and self-efficacy, and create an atmosphere of trust and respect in the educational environment.

منابع و مأخذ:

ارجمندی، طیبه، سمیه سادات، قمری.(1402) رابطه رهبری توزیعی و خودکارآمدی و رضایت شغلی معلمان با نقش میانجی فرهنگ حمایت مدار،فصلنامه مدیریت و رهبری آموزشی ، 17 (3 ): 20-52 .
ابراهیمی، الهام، مطهری نژاد، حسین، آذری ،همایون .(1402). تبیین نقش اعتماد در رابطه رهبری یادگیری محور با یادگیری حرفه ای معلمان، مدیریت بر آموزش سازمانها،12(1):99-121.
احمدیوسفی، مریم، مطهری نژاد، حسین، آذری، همایون. (1397). مشارکت معلمان در فعالیت های یادگیری حرفه ای: نقش عوامل فردی، سازمانی و مدیریتی، فصلنامه تعلیم و تربیت، ۳۴(۲): ۷۲-۵۳.
اسماعیلی، الهام، سامری، مریم، حسنی محمد. (1399). رابطۀ مؤلفه های خودکارآمدی و اعتماد سازمانی با توسعۀ حرفه ای معلمان مدارس دورۀ ابتدائی: نقش میانجی ادراک رهبری، مجله مدیریت مدرسه،8(1) :446 -416.
پوررحیم، مریم، حسین پور، رضا (1399). رابطه رهبری آموزشی و خودکارآمدی معلم با توسعه ی حرفه ای معلمان دوره ابتدایی ناحیه ۲ شهر اردبیل، مجله رهبری آموزشی کاربردی،1 (3): 75-65.
داوری، علی، رضازاده، آرش.(1392). مدل سازی معادلات ساختاری با نرم افزار PLS، تهران: جهاد دانشگاهي.
صابری، زینب ، باقری مجد ، روح الله. (1402) اجتماع یادگیری حرفه ای حلقه میانجی ارتباط رهبری تحولی بر یادگیری حرفه ای معلمان . مجله مطالعات آموزشی و آموزشگاهی. 12 (4) : 325-342.
Ahmad Zaky El Islami, R., et al. (2022) “Trends of Teacher Professional Development Strategies: A Systematic Review.” International Journal of Education, 10)2: (1–8.
Bandura, A. (1977). Self-efficacy: Toward a unifying theory of behavioral change, Psychological Review, 84(2): 191–215.
Bakti, R., and Hartono, S. (2022). The influence of transformational leadership and work discipline on the work performance of education service employees. Journal of Multicultural Education. 8(1): 109–125.
Bass, B. M. & Avolio, B. J. (2000). MLQ Multifactor Leadership Questionnaire, Redwood City: Mind Garden.
Bellibaş MŞ, Kılınç AÇ, & Polatcan M. (2021). The Moderation Role of Transformational Leadership in the Effect of Instructional Leadership on Teacher Professional Learning and Instructional Practice: An Integrated Leadership Perspective, Educational Administration Quarterly, 57(5): 776-814.
Bellibas, M. S., Polatcan, M., & Kilinc, A. C. (2022). Linking instructional leadership to teacher practices: The mediating effect of shared practice and agency in learning effectiveness, Educational Management Administration & Leadership, 55(5): 812-831.
Bryk, A. S., & Schneider, B. (2002). Trust in Schools: A Core Resource for Improvement, New York: Russell Sage Foundation.
Bruce, C. D., Esmonde, I., Ross, J., Dookie, L., & Beatty, R. (2010). The effects of sustained classroom-embedded teacher professional learning on teacher efficacy and related student achievement. Journal of Teaching and teacher education, 26(8): 1598- 1608.
Cabayag.S. L, Guhao Jr.E.S. (2024) Self-efficacy, jobperformance, and, transformational leadership: A structional equation model on organizational commitment among public school teachers. European Journal of Education Studies. 11)1(:209-247.
De. Vries, S., Jansen, E. P., & van de Grift, W. J. (2013). Profiling teachers' continuing professional development and the relation with their beliefs about learning and teaching. Journal of Teaching and teacher education, 33:78-89.
Edmondson, A. C. (2018). The fearless organization: Creating psychological safety in the workplace for learning, innovation, and growth. Hoboken, NJ: John Wiley & Sons.
Flores G, Fowler DJ, Posthuma RA (2020) Educational leadership, leader-member exchange and teacher self-efficacy. Journal of Global Educating Research.4 (2): 140–153.
Hallinger, P., & Liu, S. (2016). Leadership and teacher learning in urban and rural schools in China: Meeting the dual challenges of equity and effectiveness, International Journal of Educational Development, 51(C): 163–173.
Han, Y., & Wang, Y. (2021). Investigating the correlation among Chinese EFL teachers’ self-efficacy, work engagement, and reflection, Frontiers in Psychology, 12(763234): 1-11.
Hong, J., Francis, D. C., Wang, Q., Lewis, L., Parsons, A., Neill, C., & Meek, D. (2020). The Role of Trust: Teacher Capacity during School Leadership Transition, Frontiers in Education, 5(108):1-9.
Jensen, U.T., Andersen, L.B., Bro, L.L., Bøllingtoft, A., Mundbjerg Eriksen, T.L., Holten, A-L., Jacobsen, C.B., Ladenburg, J., Nielsen, P.A., Salomonsen, H.H., Westergård-Nielsen, N., & Würtz, A. (2019). Conceptualizing and Measuring Transformational and Transactional Leadership, Administration & Society, 51(1): 1-31.
Klassen RM, Chiu MM (2010) Effects on teachers’ self-efficacy and job satisfaction: teacher gender, years of experience, and job stress. Journal of Educational Psychology. 102(3):741–756.
Kulophas, D., Hallinger, P. (2020). Leadership that matters: creating cultures of academic optimism that support teacher learning in Thailand. Journal of Educational Administration, 58(6): 605-627.
Kareem J, Patrick HA, Prabakaran N, B V, Tantia V, M. P. M. PK and Mukherjee U. (2023). Transformational educational leaders inspire school educators’ commitment. Journal Frontiers in Education. 35(4):1-10.
LauerMann F, Johannes K.(2016). Teachers’ professional competence and wellbeing: understanding the links between general pedagogical knowledge, self-efficacy and burnout. Learning and Instruction. 45(2): 9–19.
Liu, S., & Hallinger, P. (2020). Unpacking the effects of culture on school leadership and teacher learning in China, Educational Management Administration & Leadership, 49(2): 214–223.
Lyubykh, Z., Gulseren, D., Turner, N., Barling, J., and Seifert, M. (2022). Shared transformational leadership and safety behaviours of employees, leaders, and teams: a multilevel investigation. Journal of Occupational and Organizational Psychology. 95(2):431–458.
Luyten, H., & Bazo, M. (2019). Transformational leadership, professional teach communities, teacher learning and learner centered teaching practices; Evidence on their interrelations in Mozambican primary education. Journal of Studies in educational evaluation, 60 (1); 14-31.
Ma, X., & Marion, R. (2021). Exploring how instructional leadership affects teacher efficacy: A multilevel analysis, Journal of Educational Management Administration & Leadership, 49(1): 188–207.
Ma, Y. (2022). The Effect of Teachers’ Self-Efficacy and Creativity on English as a Foreign Language Learners’ Academic Achievement, Journal of Frontiers in Psychology, 13:(1)1-4.
Skaalvik EM, Skaalvik S (2014) Teacher self-efficacy and perceived autonomy: relations with teacher engagement, job satisfaction, and emotional exhaustion. Psychological Reports, 114(1): 68–77.
Zheng, X., Yin, H., & Li, Z. (2019). Exploring the relationships among instructional leadership, professional learning communities and teacher self-efficacy in China, Educational Management Administration & Leadership, 47(6): 843-859.

متن کامل:



فصلنامه رهبری و مدیریت آموزشی دانشگاه آزاد اسلامی‌واحدگرمسار سال نوزدهم، شماره 2، تابستان 1404 صص 57-30

 

 

 

 

 

 

 

رابطه رهبری تحول آفرین و یادگیری حرفه ای معلم، نقش های میانجی اعتماد به مدیر و خودکارآمدی معلم (مورد مطالعه: مدارس ابتدایی منطقه 12 تهران)

طیبه ارجمندی¹، آصفه فضائلی ²

 

چکیده:

هدف: پژوهش حاضر با هدف بررسی رابطه رهبری تحول آفرین و یادگیری حرفه ای معلم با نقش های میانجی اعتماد به مدیر و خودکارآمدی انجام شده است.

روش: روش تحقیق مقاله حاضر توصیفی از نوع همبستگی بوده است. جامعه آماری شامل کلیه معلمان مدارس ابتدایی منطقه 12 تهران بود که جمیتی بالغ بر 1055 نفر را در بر می گیرد. حجم نمونه بر اساس جدول مورگان 326 نفر برآوردگردید. روش نمونه گیری تصادفی طبقه ای و ابزار جمع آوری داده ها، پرسشنامه استاندارد رهبری تحول آفرین باس و آولیو، یادگیری حرفه ای لی و همکاران، اعتماد به مدیر شانن-موران و خودکارآمدی لیو و همکاران بوده است. فرضیات پژوهش بوسیله آزمون های مدل معادلات ساختاری و سوبل با استفاده از نرم افزارهای SPSS و PLS  بررسی شدند.

یافته ها: تحلیل فرضیات نشان داد بین مولفه های رهبری تحول آفرین و مولفه های یادگیری حرفه ای معلم ،مولفه های رهبری تحول آفرین و اعتماد به مدیر و همچنین مولفه های رهبری تحول آفرین و خودکارآمدی معلم رابطه مثبت و مستقیم وجود دارد، بین اعتماد به مدیر و خودکارآمدی معلم و مولفه های یادگیری حرفه ای معلم رابطه مثبت و مستقیم وجود دارد، اعتماد به مدیر در رابطه بین رهبری تحول آفرین و یادگیری حرفه ای معلم نقش میانجی دارد اما خودکارآمدی معلم در این رابطه این نقش میانجی را ایفا نمی کند.

نتیجه گیری: رهبری تحول‌آفرین، با الهام‌بخشی و توانمندسازی معلمان، می‌تواند انگیزه‌ آن‌ها را برای توسعه‌ مهارت‌های حرفه‌ای ‌ تقویت کند، خودکارآمدی  آنهارا افزایش دهد. ، همچنین به شکل‌گیری فضایی سرشار از اعتماد و احترام در محیط آموزشی کمک شایانی می‌کند.

کلید واژه­ها: رهبری  تحول آفرین، یادگیری حرفه ای ، اعتماد به مدیر، خودکارآمدی.

پذیرش مقاله: 4/6/ 1404                دریافت مقاله: 19/3/1404

مقدمه

جهان معاصر، در مسیر پرشتاب تحولات فناوری و اجتماعی، نظام‌های آموزشی را با ضرورت قابلیت سازمانی برای یادگیری و انطباق مستمر مواجه کرده است. در این میان، یادگیری حرفه‌ای معلمان، به مثابه فرآیندی پویا و تحولی در قابلیت‌های پداگوژیک و باورهای حرفه‌ای، نقشی محوری در تضمین کیفیت آموزش و پرورش ایفا می‌کند (احمد زکی الاسلامی و همکاران، 2022: 1 ، لیو و هالینگر³،2020: 214،کاراکابی⁴ و دیگران،5:2022) ناتوانی در به‌روزرسانی مستمر شایستگی‌های معلمان، به فاصله گرفتن از نیازهای نسل جدید و کاهش اثربخشی منجر خواهد شد(پن و چن ⁵، 455:2021) . همگام با پیشرفت‌های نوظهور نظیر هوش مصنوعی، ضرورت انطباق‌پذیری برنامه‌های درسی، تحول نقش سنتی معلم و گسترش روزافزون محیط‌های یادگیری دیجیتال، ایجاب می‌کند که معلمان، توانمند شده و با این تحولات نوین سازگاری یابند ( احمد زکی الاسلامی و همکاران،2022: 3 ).

یادگیری حرفه ای با مولفه های یادگیری رسمی و غیررسمی (لوید و دیویس⁶،2018 : 95 )، مشارکتی، توسعه ای و شغلی شناخته می شود،که توسط معلمان درحین خدمت برای بهبود عملکرد حرفه ای انجام می‌گیرد (کولوفاس و هالینگر ⁷2020: 606). یادگیری حرفه ای برای دستیابی به شایستگی‌های عصر جدید  معلمان را یاری می‌نماید، متفکران، پرسشگران و مفهوم پردازانی شوند که در ایجاد و اشتراک گذاری دانش جدید و توسعه شیوه های نوین آموزش مشارکت می کنند (جوسینسکی⁸ 58:2019(.بنابراین، شناسایی و تبیین عوامل تسهیل‌کننده یادگیری حرفه ای معلمان ، از اولویت‌های پژوهش در مدیریت آموزشی محسوب می‌شود. 

در مطالعات نوین آموزشی، عوامل اثرگذار بر فرایند یادگیری حرفه‌ای معلمان بررسی شده‌اند، یافته‌های این پژوهش‌ها، رهبری آموزشی را به عنوان یک پیشران بنیادین در ارتقاء و تعمیق دانش و مهارت حرفه‌ای معلمان معرفی می‌نمایند (بلیباس و دیگران، 776:2021؛ ثین ، 2021: 809، لیو و هالینگر⁹،2020: 214؛ هالینگر و لیو،501:2018). ). سیر تکاملی نظریه‌های رهبری با نظریه «انسان بزرگ» آغاز و پس از گذار از نظریه های «صفات»،  «رهبری موقعیتی» و «اقتضایی»، نظریه «رهبری مبادله‌ای» ارائه و در نقد آن، « نظریه رهبری تحول‌آفرین» با هدف ایجاد تغییر و توانمندسازی کارکنان تکوین یافت (ارجمندی و همکاران، 1402 : 21).  

نظریه رهبری تحول‌آفرین به عنوان یکی از مؤثرترین سبک‌های رهبری در سازمان‌های آموزشی شناخته شده است که می‌تواند بستری پویا برای رشد و توسعه حرفه‌ای معلمان فراهم آورد. رهبران تحول‌آفرین با الهام‌ بخشی، ایجاد چشم‌انداز مشترک و حمایت از نوآوری، معلمان را فراتر از انتظارات اولیه سوق می‌دهند و فرصت‌هایی برای بهبود مستمر ایجاد می‌کنند(پراستیا ¹⁰ ، 3356:2024، کابایاک، 2024 :209،کریم ،2023 :2). مروری بر پیشینه پژوهش نشان می دهد سبک رهبری تحول آفرین پس از ارائه در سال 1978 توسط برنز¹¹  بوسیله نظریه پردازان دیگری مانند، باس ¹²(1985) ، بنیس و نانوس ¹³(1985) و... توسعه یافت ، خط سیر مطالعاتی مربوط به نظریه رهبری تحول آفرین تا سال 2025 ادامه یافته و پژوهش های روسمینینگ سیه و همکاران ¹⁴(2025)، پراستیا و همکاران( 2024 )و کابایاگ¹⁵ و همکاران(2024 ) شاهدی بر این مدعا می‌باشد.

نظریه رهبری تحول آفرین، با تمرکز بر توسعه ظرفیت‌های انسانی و تحول سازمانی، خود را از سبک‌های سنتی‌تر رهبری متمایز می‌سازد و به دلیل پتانسیل بالا در ایجاد تغییرات مثبت و پایدار، به ابزاری حیاتی در دست مدیران مدارس و رهبران آموزشی تبدیل شده است. رهبری تحول‌آفرین در نظام‌های آموزشی، فراتر از یک سبک مدیریتی صرف، به مثابه یک کاتالیزور برای تحول سازمانی و توسعه انسانی عمل می‌کند. در محیط‌های آموزشی که مشخصه آن‌ها نیاز مبرم به نوآوری، پاسخگویی به تغییرات اجتماعی و تربیتی و ارتقاء مستمر کیفیت است، کارکردهای رهبری تحول‌آفرین به طور ویژه برجسته می‌شوند ( باس و اولیو ،2000¹⁶:58 ). نفوذ آرمانی، انگیزش الهام‌بخش، تحریک فکری و ملاحظات فردی، عناصر کلیدی نظریه رهبری تحول‌آفرین هستند (کریم¹⁷ و همکاران ،2023: 2). رهبری تحول‌آفرین، بنیادی برای موفقیت در مدارس ایجاد کرده و از طریق تشویق به تفکر انتقادی ، نوآوری و یادگیری مستمر (باکتی و هارتونو¹⁸،2022 : 111 )، منتورینگ هدفمند ، ایجاد و تقویت فرهنگ سازمانی مبتنی بر اعتماد و همکاری، تعریف چشم‌انداز مشترک برای آینده ( لیوبیخ ¹⁹و همکاران،2022 : 431)و مدیریت تغییرات (بلیباس و دیگران، 2021،:780 ) دستیابی به اهداف نظام آموزشی را تسهیل می نماید(ثین و همکاران، 2021 : 810 ²⁰).

از منظر باس و آوولیو ²¹(2000)، رهبری تحول‌گرا زمانی تحقق می‌یابد که رهبر علاقه‌ای عمیق را در میان همکاران خود برای تغییر نگرش نسبت به وظایف برمی‌انگیزد. این رهبران ضمن تبیین رسالت سازمان، پیروان را ترغیب می‌کنند که فراتر از منافع فردی، به اهداف و منافع گروهی توجه نمایند. آنان به جایگاه برابر کارکنان اعتقاد دارند و بر این باورند که هر یک از افراد دارای مهارت‌ها و تجربیات منحصر به فردی هستند. لذا به جای اتخاذ رویکرد دستوری، از طریق مربی‌گری و تشویق، در جهت شکوفایی توانمندی‌های بالقوه آنان می‌کوشند. این رویکرد حمایتی، به افزایش تعهد کاری و ماندگاری کارکنان در سازمان منجر می‌شود. رهبری تحول آفرین بر نگرش ها، رفتارها و مفروضات کلی  کارکنان تأثیر می گذارد. فضای حرفه ای را تدارک می بیند که در آن معلمان بهتر عمل می کنند و راه حلی برای تضاد در سیستم و توانایی تغییر و پاسخگویی به نیازهای در حال تحول نظام آموزشی ارائه می‌دهد ( کریم ،2:2023). رهبران تحول‌آفرین با بهره‌گیری از توانمندی‌های معلمان، مزایای بسیاری نظیر رضایت شغلی، افزایش بهره‌وری و کاهش استرس را برای آن‌ها به ارمغان می‌آورند.

 تحقیقات نشان داده اند که رابطه رهبری تحول آفرین با یادگیری حرفه ای معلم می تواند مستقیم  ویا غیرمستقیم از طریق نگرش، مشارکت، خودکارآمدی و اعتماد به مدیر باشد (ما و ماریون²²207:2021، ؛ لیو و هالینگر²³، 219:2020و 525:2018؛بلیباس و همکاران،2022: 776 ، لی²⁴ و دیگران،45:2016). با این حال، سازوکار‌های دقیق اثرگذاری این سبک رهبری بر یادگیری حرفه‌ای معلمان، به ویژه از طریق  مدلسازی نقش‌های میانجی، نیازمند تبیین و بررسی عمیق‌تری  می باشد.

 اعتماد معلم به مدیر به عنوان یکی از متغیرهای اثرگذار بر یادگیری حرفه ای نقش مهمی در گرایش به توسعه توانمندی ها ایفا می کند. اعتماد  به مدیر، به معنای باور معلمان به قابلیت، صداقت و حسن نیت مدیر، به عنوان سنگ بنای هرگونه تعامل سازنده در محیط کار شناخته می‌شود ( بریک و اشنایدر ²⁵، 2002 : 89، شانن و موران²⁶، 2014 : 785). محیطی که در آن اعتماد متقابل میان مدیر و معلمان وجود دارد، امنیت روان‌شناختی را ایجاد می‌کند که برای یادگیری، نوآوری و ریسک‌پذیری ضروری است ( ادمونسون ²⁷، 2018: 58). معلمان در چنین فضایی، بدون ترس از قضاوت یا پیامدهای منفی، تمایل بیشتری به اشتراک‌گذاری ایده‌ها، درخواست کمک و مشارکت فعال در برنامه‌های توسعه حرفه‌ای از خود نشان می‌دهند(هنگ²⁸ و دیگران:110:2020، اوی²⁹ ، 2024: 172). رهبران تحول‌آفرین با رفتارهای شفاف، حمایت‌گرانه و توجه فردی، به طور مستقیم بر شکل‌گیری این اعتماد تأثیر می‌گذارند . بنابراینرهبری آموزشی مؤثر فراتر از مدیریت صرف بوده و مستلزم تقویت اعتماد و نفوذ معنی در فرهنگ سازمان است.

اعتماد به عنوان بستر رشد، همکاری، نوآوری و ریسک پذیری عمل می کند. با ترویج اعتماد،رهبران شالوده یک سازمان منسجم و انعطاف پذیر را طراحی می کنند که قادر به عبور از چالش ها و تصرف فرصت ها خواهد بود (تسونگ³⁰ ، 2020:  125).این محیط مبتنی بر اعتماد، به نوبه خود، از طریق تأثیر بر منابع شناختی و هیجانی معلمان، می‌تواند به تقویت خودکارآمدی منجر شود. خودکارآمدی معلم، به مثابه باور هسته‌ای به توانایی فرد در سازماندهی و اجرای اقدامات لازم برای مدیریت موقعیت‌ها و دستیابی به نتایج مطلوب(ما³¹، 872:2022) ، نه تنها پیش‌بینی کننده قوی برای انگیزه و پشتکار است، بلکه به طور مستقیم بر تمایل معلمان به پذیرش چالش‌ها، نوآوری در روش‌های تدریس و مشارکت فعال در برنامه‌های توسعه حرفه‌ای تأثیر می‌گذارد (کلاسن³² و همکاران، 45:2014). محیطی که در آن معلمان به مدیر خود اعتماد دارند، فرصت‌های بیشتری برای تجربه موفقیت‌های جمعی و فردی و دریافت بازخوردهای حمایتی فراهم می‌آورد که این تجربیات موفقیت‌آمیز، اساس شکل‌گیری و تقویت باورهای خودکارآمدی را تشکیل می‌دهند. نظریه شناختی اجتماعی باندورا³³ (1977) تبیین می کند که رهبران تحول آفرین می توانند خودکارآمدی معلمان را از طریق تجربه جانشین و متقاعدسازی کلامی (بازخورد و تشویق) ارتقا دهند، رفتارهای مدیر مانند مشارکت وحمایت از معلم برای بهبود شیوه های تدریس، منابع تجربه جانشین هستند. همچنین خودکارآمدی معلمان به طور مطلوب بر پیشرفت تحصیلی دانش آموزان تأثیر می‌گذارد (هان و وانگ³⁴، 2021). لیو  و همکاران³⁵، (2019)، بررسی کرده اند که چگونه خودکارآمدی به طور مثبت با اثربخشی آموزشی مرتبط است،زیرا معلمان با احساس خودکارآمدی بالاتر تمایل بیشتری برای پذیرش آموزشهای جدید به منظور رفع نیازهای یادگیری دانش آموزان نشان می دهند (ویلوف³⁶ و همکاران 98:2013).از منظر روان‌شناختی، خودکارآمدی معلم، استرس‌های کار را خنثی و تسکین می دهد (لاورمان و یوهانس ³⁷، 15:2016) وانگیزه های درونی را برای تحقق اهداف فردی و جمعی را فعال می کند(فلورس و همکاران³⁸، 2020: 150). معلمان با سطح بالاتری از خودباوری و درگیری عاطفی، ادراکات مثبت تری در مورد کار از خود نشان می دهند (پررا و همکاران³⁹، 38:2018). همچنین نشان داده شده است که این ارتباط دو طرفه است، معلمانی که عملکرد آموزشی بهتری دارند، به احتمال زیاد احساس قدردانی، اعتماد به نفس و رضایت بیشتری از کار خود نشان می دهند (اسکالویک و اسکالویک ⁴⁰،68:2014). برخی شواهد حاکی از آنست  که افزایش سطح قدردانی، اعتماد به نفس و رضایت می تواند به طور مثبت بر شایستگی آموزشی در برخورد با تعارضات دانش آموزان، برنامه ریزی درسی و حفظ روابط کاری تأثیر بگذارد (وانگ و همکاران⁴¹،126:2015).

مرور ادبیات تحقیق نشان داد در مطالعات داخلی، رابطه سبک رهبری تحول‌آفرین با یادگیری حرفه‌ای معلم کمتر مورد توجه قرار گرفته است، اما در پژوهش های خارجی از جمله پژوهش کاراکابی و همکاران (2022) نشان داده شد که این سبک رهبری با یادگیری حرفه‌ای معلم رابطه مثبت دارد و اعتماد معلم به مدیر نقش میانجی ایفا می‌کند . یا فته های لویتن و بازو ( 2019)  حاکی از، تاثیر رهبری تحول آفرین از طریق اجتماع یادگیری و یادگیری مربی بر شیوه های آموزشی است ، ثین و همکاران (2021) دریافته اند که رهبری آموزشی بر یادگیری حرفه ای معلم، تاثیر دارد. یافته های پژوهش بلیباس و همکاران (2021) نشان داد ،رهبری تحول‌آفرین نقش تعدیل‌کننده در رابطه بین رهبری آموزشی و شیوه‌های آموزشی معلمان ایفا می کند. همچنین یادگیری حرفه ای نیز نقش تعدیل کننده در رابطه میان رهبری و عملکرد معلمان ایفا می کند. هالینگرو لیو (2018) در پژوهشی رابطه رهبری آموزشی اصیل، خودکارآمدی معلم و یادگیری حرفه ای معلم  را بررسی و دریافته اند که رهبری آموزشی مدیر اثرات متوسط ​​و غیرمستقیمی را بر یادگیری حرفه‌ای معلم داشته و خودکارآمدی معلم تأثیرات کمی بر رهبری آموزشی مدیر دارد. لی و همکارانش (2016) اثر میانجی اعتماد بر رهبری مدیر و یادگیری حرفه ای معلمان  را بررسی و دریافته اند که رهبری بر یادگیری حرفه‌ای معلم تاثیر گذاشته و اعتماد معلمان نیز نقش میانجی بین رهبری و یادگیری حرفه‌ای معلم ایفا می کند.   همچنین یافته های پژوهش کریم و همکاران ⁴²(2023) نشان داد که رهبری تحول‌آفرین تأثیر معناداری بر انواع مختلف تعهد معلمان دارد. 

 فرانسیسکا اوی ⁴³و همکاران (2024) ضمن بررسی سبکهای مختلف رهبری ناظر به تغییر از جمله سبک رهبری تحول گرا و بررسی رابطه آنها با اعتماد و سازگاری و گردآوری شواهد تجربی، چهار یافته کلیدی را گزارش نمودند:  چشم انداز مشترک و همسویی استراتژیک برای ایجاد تغییرات سازمانی و دستیابی به اهداف آموزشی بسیار مهم است.  اعتمادسازی و ایجاد معنا در موسسات آموزشی همکاری، نوآوری و همسویی میان ذینفعان را تقویت می کنند. پذیرش شکست به عنوان یک  عامل رشد و ترویج فرهنگ یادگیری منجر به بهبود مستمر و انعطاف پذیری می شود. سرانجام،توانمندسازی نیروی کار و مسطح کردن ساختارهای سازمانی، چابکی، پاسخگویی ونوآوری را افزایش می دهد. یافته های پژوهش شیلا کابایاگ ⁴⁴و همکاران (2024) حاکی از همبستگی مثبت و معنادار بین خودکارآمدی و تعهد سازمانی، عملکرد شغلی و تعهد سازمانی و رهبری تحول آفرین و تعهد سازمانی می باشد. همچنین یافته های پژوهش ایندرا پراستیا ⁴⁵و همکاران (2024)  نشان دادکه رهبری تحول آفرین نیروی تحقق اثربخشی مدرسه است .نتایج بررسی های روسمینینگ سیه و وینداساری (2025)  نشان داد که رهبری تحول‌آفرین ، تأثیری مثبت بر سطح مشارکت معلمان در جوامع یادگیری حرفه‌ای دارد. جوامع یادگیری حرفه ای ، نقش واسطه ای در تبیین رابطه میان رهبری تحول‌آفرین و عملکرد معلمان ایفا می‌کنند. 

 صابری و باقری(1402) دریافتندرهبری تحولی به صورت مستقیم و غیرمستقیم از طریق اجتماع یادگیری حرفه ای بر یادگیری حرفه ای معلمان موثر است. همچنین رهبری تحولی بر اجتماع یادگیری حرفه ای به صورت مستقیم موثر بود و اجتماع یادگیری حرفه ای به صورت مستقیم بر یادگیری حرفه ای اثر داشت. یافته های پژوهش اسماعیلی و همکاران (1399) حاکی از ارتباط مثبت و معنادار خودکارآمدی معلم، اعتماد و ادراک رهبری با توسعه حرفه ای معلم می باشد ، اما خودکارآمدی اثرمستقیم و معنی داری بر توسعه حرفه ای ندارد. اثر غیرمستقیم اعتماد و خودکارآمدی بر توسعه حرفه ی از طریق ادراک رهبری مثبت و معنی دار می باشد و ادراک رهبری نیز نقش واسطه ای را در ارتباط اعتماد و خودکارآمدی با توسعه حرفه ای ایفا می کند.

پژوهش پوررحیم و حسین پور (1399) نمایانگر رابطه معناداربین رهبری آموزشی و خودکارآمدی با توسعه حرفه ای  معلمان می باشد. میانگین نمرات رهبری آموزشی، خودکارآمدی و توسعه حرفه ای به طور معناداری بالاتر از میانگین است. همچنین متغیر رهبری آموزشی با بیشترین میزان تاثیر و خودکارآمدی با کمترین میزان تاثیر متغیر توسعه حرفه ای را پیش‌بینی می‌کنند. با این حال، سازوکار‌های دقیق اثرگذاری این سبک رهبری بر یادگیری حرفه‌ای معلمان، به ویژه از طریق  مدلسازی نقش‌های میانجی، نیازمند تبیین و بررسی عمیق‌تری  می باشد.

بررسی جامع متون علمی مرتبط نشان می‌دهد که علی‌رغم وجود پژوهش‌هایی پیرامون روابط دوجانبه بین متغیرهای مورد مطالعه، پژوهشی که به طور همزمان به بررسی رابطه رهبری تحول‌آفرین با یادگیری حرفه‌ای معلمان با در نظر گرفتن نقش‌های میانجی اعتماد به مدیر و خودکارآمدی معلمان بپردازد، یافت نشده است. از این رو، پژوهش حاضر با هدف پر کردن این شکاف تحقیقاتی و تبیین سازوکارهای دقیق اثرگذاری رهبری تحول‌آفرین بر یادگیری حرفه‌ای معلمان از طریق مدل‌سازی نقش‌های میانجی اعتماد و خودکارآمدی، به دنبال پاسخ به این سوال اساسی است: آیا رهبری تحول‌آفرین از طریق نقش‌های میانجی اعتماد به مدیر و خودکارآمدی معلمان، با یادگیری حرفه‌ای معلمان رابطه دارد ؟

  فرضیه های تحقیق

بین رهبری تحول آفرین و یادگیری حرفه ای معلم با نقش های میانجی اعتماد به مدیر و خودکارآمدی معلم رابطه وجود دارد.

فرضیات فرعی:

1)       بین مولفه های رهبری تحول آفرین و  مولفه های یادگیری حرفه ای معلم رابطه وجود دارد.

2)       بین مولفه های رهبری تحول آفرین و اعتماد به مدیر رابطه وجود دارد.

3)       بین مولفه های رهبری تحول آفرین و خودکارآمدی معلم رابطه وجود دارد.

4)       بین اعتماد به مدیر و مولفه های یادگیری حرفه ای معلم رابطه وجود دارد.

5)       بین خودکارآمدی معلم ومولفه های یادگیری حرفه ای معلم رابطه وجود دارد.

6)       اعتماد به مدیر در رابطه بین رهبری تحول آفرین و یادگیری حرفه ای معلم نقش میانجی دارد.

7)       خودکارآمدی معلم در رابطه بین رهبری تحول آفرین و یادگیری حرفه ای معلم نقش میانجی دارد.

 

 

 

شکل 1. مدل تحقیق (برگرفته از پژوهش ثین و دیگران، 2021)

روش تحقیق

 پژوهش حاضر  از حیث هدف، کاربردی و به لحاظ روش گردآوری داده ها در زمره پژوهش های توصیفی- همبستگی قرار می گیرد جامعه آماری پژوهش حاضرمعلمان مدارس ابتدایی دخترانه منطقه 12 تهران می باشد.

جدول 1. حجم جامعه و نمونه

جنسیت	حجم جامعه	حجم نمونه
مرد	55	48
زن	1000	278
کل	1055	326

 

همانطور که در جدول شماره 1 مشاهده می شود جامعه آماری پژوهش حاضر معلمان شاغل در مدارس ابتدایی منطقه 12 تهران می باشد که جمعیتی بالغ بر 1055 نفر را شامل می شود که 1000نفر از آنها زن و 55 نفر مرد می باشد.به منظور برآورد حجم نمونه از جدول مورگان استفاده و حجم نمونه آماری 326 نفر تعیین شد. روش نمونه گیری  نیز ، به دلیل برخوردار بودن جامعه از زیرگروه تصادفی  طبقه ای با روش اختصاص متناسب  می باشد. 278 نفر از معلمان زن و 48 نفر از معلمان مرد در نمونه حضور داشته اند.  به منظور جمع آوري داده ها از روش هاي کتابخانه‌اي و ميداني استفاده شده است. در بخش کتابخانه ای، جهت گردآوري مباني نظري و پیشینه ی پژوهش، مقالات وکتاب هاي مورد نياز از پایگاههای اطلاعاتی جستجو و مورد بررسی قرارگرفته شده است. در بخش میدانی  نیز به منظور گردآوری داده ها از چهارپرسشنامه استفاده شد:

پرسشنامه رهبری تحول آفرین باس اولیو (2000) : این پرسشنامه مشتمل بر 20 سوال می باشد پایایی آن توسط ازمون آلفا کرونباخ بررسی و ضریب آلفا 0.88 توسط باس و اولیو برآورد شده است . پرسشنامه یادگیری حرفه ای معلم شامل 8 سوال بوده و توسط لی و همکارانش (2016) طراحی و اعتبار یابی شده است. پایایی آن توسط آزمون آلفا کرونباخ بررسی و ضریب آلفا0.91 برآورد شده است. پرسشنامه اعتماد به مدیر شامل 8 سوال بوده و طراحی و اعتباریابی آن توسط هوی و شانن-موران (2003) انجام شده است. پایایی آن توسط آزمون آلفا کرونباخ بررسی و ضریب آلفا0.86 برآورد شده است. پرسشنامه خودکارآمدی معلم شامل 12 سوال برگرفته از پژوهش لیو و دیگران (2021) می باشد. پایایی آن توسط ازمون آلفا کرونباخ بررسی و ضریب آلفا0.9 برآورد شده است به منظور تایید روایی،کلیه پرسشنامه های مذکور به تایید چند نفر از صاحبنظران رشته های روانشناسی و مدیریت رسیده است.

یافته‌ها

در پژوهش حاضر به منظور تجزیه و تحلیل داده‌ها، ابتدا از آزمون کولموگروف اسمیرنوف برای بررسی نرمال بودن توزیع داده ها استفاده و سپس  به منظور بررسی فرضیات پژوهش از آزمون  مدل معادلات ساختاری و آزمون سوبل به کمک نرم افزارهای Smart PLS و SPSS بهره گرفته شده است.

جدول 2. بررسی نرمال بودن توزیع داده­ها

متغیر							آماره				سطح معناداری
رهبری آموزشی تحول آفرین	نفوذ آرمانی		ویژگی‌های آرمانی			2.190				0.002
رفتار‌های آرمانی		3.283			0.021
ترغیب ذهنی				1.982				0.045
انگیزش الهام بخش				2.109				0.000
ملاحظات فردی				3.190				0.000
یادگیری حرفه‌ای معلم	یادگیری حرفه ای رسمی					4.808				0.000
یادگیری حرفه ای غیررسمی				2.378				0.011
اعتماد به مدیر							2.693				0.000
خودکارآمدی معلم							3.203				0.030

 

همانطور که در جدول 2 مشاهده می شود سطح معناداری تمامی متغیرها کمتر از 0.05 بوده و نشان می دهد در سطح اطمینان 95 درصد توزیع هیچ یک از متغیرها نرمال نیست، با این وجود می توان از نرم افزار Smart PLS برای انجام آزمون مدل معادلات ساختاری بهره برد.به منظور بررسی کفایت نمونه از آزمون كفايت نمونه بارتلت استفاده شده است.

جدول3 .آزمون بارتلت و KMO تحلیل عاملی

	مقدار
شاخص KMO	0.86
آماره آزمون بارتلت	239.49
سطح معنی­داری	0.000

 براساس جدول شماره 3 و با توجه به  اینکه شاخص KMO ، 0.86 ، بوده و این مقدار بالاتر از  0.7  می باشد  و با توجه به معنی‌داری آزمون بارتلت، تعداد نمونه برای انجام تحلیل عاملی کافی و همبستگی بین مشاهدات مناسب است.

فرضیه فرعی اول: بین مولفه های رهبری تحول آفرین و مولفه های یادگیری حرفه ای معلم رابطه وجود دارد.

جدول 4. رابطه رهبری تحول افرین و یادگیری حرفه ای

T	ضریب مسیر (β)	مسیر
2.31	0.03	ویژگی های آرمانی-------> یادگیری حرفه ای رسمی
3.02	0.08	رفتارهای آرمانی------->  یادگیری حرفه ای رسمی
2.40	0.02	ترغیب ذهنی  -------> یادگیری حرفه ای رسمی
4.60	0.05	انگیزش الهام بخش-------> یادگیری حرفه ای رسمی
7.07	0.69	ملاحظات فردی -------> یادگیری حرفه ای رسمی
4.09	0.04	ویژگی های آرمانی ------->  یادگیری حرفه ای غیررسمی
2.32	0.08	رفتارهای آرمانی  -------> یادگیری حرفه ای غیررسمی
2.60	0.02	ترغیب ذهنی -------> یادگیری حرفه ای غیررسمی
5.26	0.13	انگیزش الهام بخش  -------> یادگیری حرفه ای غیررسمی
2.30	0.28	ملاحظات فردی  -------> یادگیری حرفه ای غیررسمی

 همانطور که در جدول4 مشاهده می شود مقدار t تمامی مسیرها (4.60 ، 7.07 ،4.09 ، 2.32 ،2.60 ، 5.26 ، 2.30 ) در فرضیه فرعی اول مقادیر بزرگتر از مقدار بحرانی  tدر سطح خطای0.05 یعنی بزرگتر از 1.96 بوده و تمامی ضرایب مسیرها نیز مثبت می‌باشد. این بدان معناست که بین مولفه های رهبری تحول آفرین (ویژگی‌های آرمانی، رفتار‌های آرمانی، ترغیب ذهنی، انگیزش الهام بخش و ملاحظات فردی) و مولفه های یادگیری حرفه ای معلم (یادگیری رسمی و یادگیری غیررسمی) رابطه وجود داشته و نوع تاثیرگذاری نیز مثبت و مستقیم می باشد.

فرضیه فرعی دوم: بین مولفه های رهبری تحول آفرین و اعتماد به مدیر رابطه وجود دارد.

جدول5. رابطه رهبری تحول افرین و اعتماد به مدیر

T	ضریب مسیر (β)	مسیر
4.69	0.031	ویژگی های آرمانی------->  اعتماد به مدیر
7.11	0.04	رفتارهای آرمانی -------> اعتماد به مدیر
6.36	0.08	ترغیب ذهنی  -------> اعتماد به مدیر
2.92	0.21	انگیزش الهام بخش ------->  اعتماد به مدیر
7.94	0.82	ملاحظات فردی -------> اعتماد به مدیر

همانطور که در جدول 5 مشاهده می شود ، مقدار t تمامی مسیرها(4.69 ، 7.11 ، 6.36، 2.92 ، 7.94)در فرضیه فرعی دوم مقادیر بزرگتر از مقدار بحرانی  tدر سطح خطای0.05 یعنی بزرگتر از 1.96 بوده و تمامی ضرایب مسیرها نیز مثبت می باشد. این بدان معناست که بین مولفه های رهبری تحول آفرین (ویژگی‌های آرمانی، رفتار‌های آرمانی، ترغیب ذهنی، انگیزش الهام بخش و ملاحظات فردی) و اعتماد به مدیر رابطه وجود داشته و نوع تاثیرگذاری نیز مثبت و مستقیم می باشد.

فرضیه فرعی سوم: بین مولفه های رهبری تحول آفرین و خودکارآمدی معلم رابطه وجود دارد.

جدول 6. رابطه رهبری تحول آفرین و خودکارآمدی معلم

T	ضریب مسیر (β)	مسیر
4.77	0.47	ویژگی های آرمانی------->  خودکارآمدی معلم
2.80	0.18	رفتارهای آرمانی ------->  خودکارآمدی معلم
3.47	0.03	ترغیب ذهنی  ------->  خودکارآمدی معلم
2.10	0.19	انگیزش الهام بخش  -------> خودکارآمدی معلم
4.35	0.66	ملاحظات فردی -------> خودکارآمدی معلم

همانطور که در جدول 6 مشاهده می شود مقدار t تمامی مسیرها( 4.77 ،2.80 ،3.47 ، 2.10 ،4.35) در فرضیه فرعی سوم مقادیر بزرگتر از مقدار بحرانی  tدر سطح خطای0.05 یعنی بزرگتر از 1.96 بوده و تمامی ضرایب مسیرها نیز مثبت می باشد. این بدان معناست که بین مولفه های رهبری تحول آفرین (ویژگی‌های آرمانی، رفتار‌های آرمانی، ترغیب ذهنی، انگیزش الهام بخش و ملاحظات فردی) و خودکارآمدی رابطه وجود داشته و نوع تاثیرگذاری نیز مثبت و مستقیم می باشد.

فرضیه فرعی چهارم: بین اعتماد به مدیر و مولفه های یادگیری حرفه ای معلم (یادگیری رسمی و یادگیری غیررسمی) رابطه وجود دارد.

جدول7. رابطه اعتماد به مدیر و یادگیری حرفه ای

T	ضریب مسیر (β)	مسیر
5.90	0.39	اعتماد به مدیر -------> یادگیری حرفه ای رسمی
7.87	0.61	اعتماد به مدیر ------->  یادگیری حرفه ای غیررسمی

همانطور که در جدول7 مشاهده می شود  مقدار t  تمامی مسیرها (5.90، 7.87) در فرضیه فرعی چهارم مقادیر بزرگتر از مقدار بحرانی  tدر سطح خطای0.05 یعنی بزرگتر از 1.96 بوده و ضریب مسیر نیز مثبت می باشد. این بدان معناست که بین اعتماد به مدیر و مولفه های یادگیری حرفه ای معلم (یادگیری حرفه ای رسمی و یادگیری حرفه ای غیررسمی) رابطه وجود داشته و نوع تاثیرگذاری نیز مثبت و مستقیم می باشد.

فرضیه فرعی پنجم: بین خودکارآمدی معلم و مولفه های یادگیری حرفه ای رابطه وجود دارد.

جدول 8. خودکارآمدی معلم و یادگیری حرفه ای

T	ضریب مسیر (β)	مسیر
5.37	0.02	خودکارآمدی معلم------->  یادگیری حرفه ای رسمی
3.15	0.01	خودکارآمدی معلم ------->  یادگیری حرفه ای غیررسمی

 

همانطور که در جدول 8 مشاهده می شود مقدار t مسیر (5.37 ،3.15) در فرضیه فرعی پنجم مقادیر بزرگتر از مقدار بحرانی  tدر سطح خطای0.05 یعنی بزرگتر از 1.96 بوده و ضریب مسیر نیز مثبت می باشد. این بدان معناست که بین خودکارآمدی معلم و مولفه های یادگیری حرفه ای معلم رابطه وجود داشته و نوع تاثیرگذاری نیز مثبت و مستقیم می باشد.

فرضیه فرعی ششم: اعتماد به مدیر در رابطه بین رهبری تحول آفرین و یادگیری حرفه ای نقش میانجی دارد.

برای بررسی این فرضیه از آزمون سوبل استفاده می شود. در این آزمون چنانچه مقدار Z-Value از 1.96 بیشتر شود تأثیر متغیر میانجی تایید می گردد (داوری و رضازاده،1392).

 

جدول9. نمادها و مقادیر آزمون سوبل برای فرضیه فرعی ششم

براساس جدول9 بدلیل بیشتر بودن مقدار Z-Value از 1.96 شرط تایید برقرار بوده و لذا اعتماد به مدیر در رابطه بین رهبری تحول آفرین و یادگیری حرفه ای معلم نقش میانجی دارد.

فرضیه فرعی هفتم: خودکارآمدی معلم در رابطه بین رهبری تحول آفرین و یادگیری حرفه ای معلم نقش میانجی دارد.

به منظور بررسی این فرضیه نیز از آزمون سوبل استفاده شده است.

جدول 10. نمادها و مقادیر آزمون سوبل نقش میانجی خودکارآمدی در رابطه بین رهبری تحول آفرین و یادگیری حرفه ای

نماد	مقدار
ضریب مسیر متغیرهای مستقل و میانجی:a	0.96
ضریب مسیر متغیرهای میانجی و وابسته:b	0.77
خطای استاندارد مسیر متغیرهای مستقل و میانجی:	0.10
خطای استاندارد مسیر متغیرهای میانجی و وابسته:	0.14
Z-Value	6.01

 

براساس جدول 10 بدلیل کمتر بودن مقدار Z-Value از 1.96 شرط تایید برقرار نیست و لذا خودکارآمدی معلم در رابطه بین رهبری تحول آفرین و یادگیری حرفه ای معلم نقش میانجی ندارد.

در نهایت با توجه به نتایج بدست آمده براساس فرضیات فرعی، با تایید فرضیه اصلی می توان گفت که بین رهبری تحول آفرین و یادگیری حرفه ای با نقش میانجی اعتماد به مدیر و خودکارآمدی، رابطه وجود دارد.

در رتبه بندی متغیرها با توجه به مقدار ضریب مسیر بدست آمده برای هر متغیر میزان تاثیرگذاری آن را مشخص می کنیم؛ یعنی متغیرهایی که مقدار ضریب مسیر آنها عدد بیشتری است، میزان تاثیرگذاری آنها نیز بیشتر است و بالعکس.

جدول 11. ضرایب مسیر متغیرهای تاثیرگذار بر یادگیری حرفه ای رسمی

نماد	مقدار
ضریب مسیر متغیرهای مستقل و میانجی:a	0.929
ضریب مسیر متغیرهای میانجی و وابسته:b	0.140
خطای استاندارد مسیر متغیرهای مستقل و میانجی:	0.12
خطای استاندارد مسیر متغیرهای میانجی و وابسته:	0.11
Z-Value	1.145

متغیر	ضریب مسیر (β)
ملاحظات فردی	0.69
اعتماد به مدیر	0.39
رفتارهای آرمانی	0.08
انگیزش الهام بخش	0.05
ویژگی های آرمانی	0.03
خودکارآمدی معلم	0.02
ترغیب ذهنی	0.02

با توجه به جدول 11 که ضرایب مسیر (β) متغیرهای تاثیرگذار بر یادگیری حرفه ای رسمی را نشان می دهد، به ترتیب ملاحظه فردی، اعتماد به مدیر، رفتارهای آرمانی، انگیزش الهام بخش، ویژگی های آرمانی، خودکارآمدی و ترغیب ذهنی بیشترین تاثیر را بر یادگیری حرفه ای رسمی دارا هستند.

جدول 12. ضرایب مسیر متغیرهای تاثیرگذار بر یادگیری حرفه ای غیررسمی

متغیر	ضریب مسیر (β)
اعتماد به مدیر	0.61
ملاحظات فردی	0.28
انگیزش الهام بخش	0.13
رفتارهای آرمانی	0.08
ویژگی های آرمانی	0.04
ترغیب ذهنی	0.02
خودکارآمدی معلم	0.01

 

با توجه به جدول 12 که ضرایب مسیر (β) متغیرهای تاثیرگذار بر یادگیری حرفه ای غیررسمی را نشان می دهد، به ترتیب اعتماد به مدیر، ملاحظات فردی، انگیزش الهام بخش، رفتارهای آرمانی، ویژگی های آرمانی، ترغیب ذهنی و خودکارآمدی دارای بیشتر تاثیر بر یادگیری حرفه ای غیررسمی هستند.

جدول 13. ضرایب مسیر متغیرهای تاثیرگذار بر اعتماد به مدیر

متغیر	ضریب مسیر (β)
ملاحظات فردی	0.82
انگیزش الهام بخش	0.21
ترغیب ذهنی	0.08
رفتارهای آرمانی	0.04
ویژگی های آرمانی	0.03

با توجه به جدول 13 که ضرایب مسیر (β) متغیرهای تاثیرگذار بر اعتماد به مدیر را نشان می دهد، به ترتیب ملاحظات فردی، انگیزش الهام بخش، ترغیب ذهنی، رفتارهای آرمانی و ویژگی های آرمانی بیشترین تاثیر را بر اعتماد به مدیر دارا هستند.

جدول 14. ضرایب مسیر متغیرهای تاثیرگذار بر خودکارآمدی معلم

متغیر	ضریب مسیر (β)
ملاحظات فردی	0.66
ویژگی های آرمانی	0.47
انگیزش الهام بخش	0.19
رفتارهای آرمانی	0.18
ترغیب ذهنی	0.03

همچنین با توجه به جدول14 که ضرایب مسیر (β) متغیرهای تاثیرگذار بر خودکارآمدی را نشان می دهد، به ترتیب ملاحظه فردی، ویژگی های آرمانی، انگیزش الهام بخش، رفتارهای آرمانی و ترغیب ذهنی بیشترین تاثیر را بر خودکارآمدی معلم دارا هستند.

جدول 15 مقدار R2 متغیرهای درون زای یادگیری حرفه ای رسمی، یادگیری حرفه ای غیررسمی، اعتماد به مدیر و خودکارآمدی معلم را نشان می دهد.

 

 

جدول 15. مقدار R2

	یادگیری حرفه ای رسمی	یادگیری حرفه ای غیررسمی	اعتماد به مدیر	خودکارآمدی معلم
R2	0.97	0.97	0.94	0.88

R2 یکی از شاخص‌های برازش مدل است که قدرت پیش‌بینی متغیر وابسته (ملاک) براساس متغیرهای مستقل (پیش‌بین) را نشان می‌دهد. همانطور که در جدول شماره 15 ملاحظه می شود، ضریب تعیین متغیر وابسته خودکارآمدی0.88 است ،که نشان می دهد 88% از تغییرات متغیر خودکارآمدی توسط رهبری تحول آفرین تبیین می شود، همچنین ضریب تعیین اعتماد به مدیر0.94 می باشد و بیانگر این موضوع است که 94% از تغییرات اعتماد به مدیر بوسیله رهبری تحول آفرین قابل تبیین است ، ضریب تعیین یادگیری حرفه ای رسمی 0.97 می باشد که نشان می دهد 97% از تغییرات در یادگیری حرفه ای رسمی توسط رهبری تحول آفرین تبیین می شود ودر نهایت ضریب تعیین یادگیری حرفه ای غیر رسمی نیز 0.97 می باشد که نشان می دهد 97% از تغییرات در یادگیری حرفه ای غیر رسمی توسط رهبری تحول آفرین تبیین می شود.

برای بررسی برازش کلی مدل از محاسبه معیار GoF به صورت زیر استفاده می شود:

 

 

 میانگین مقادیر اشتراکی هر سازه مرتبه اول و برابر 0.160 می باشد. پس از محاسبات، مقدار 0.388 برای GoF به دست آمده که با توجه به سه مقدار 0.01، 0.25 و 0.36 به عنوان مقادیر ضعیف، متوسط و قوی برای GoF (داوری و رضازاده، 1392)، حاصل شدن این مقدار نشان از برازش کلی قوی مدل دارد.

شکل های 2 و 3 مدل نهایی تحقیق در حالات تخمین ضرایب مسیر و تخمین ضرایب معناداری را نشان می دهند:

 

شکل 2. مدل پژوهش در حالت تخمین ضرایب مسیر

 

شکل3. مدل پژوهش در حالت تخمین ضرایب معناداری

بحث و نتیجه­گیری

پژوهش حاضر با هدف بررسی رابطه رهبری تحول آفرین و یادگیری حرفه ای معلم با نقش های میانجی اعتماد به مدیر و خودکارآمدی انجام شده است. جامعه آماری معلمان مدارس ابتدایی منطقه 12 تهران بوده که جمعیتی بالغ بر، 1055 معلم را شامل می شود .حجم نمونه نیز به استناد جدول مورگان 326 نفر برآورد گردید. روش نمونه گیری نیزتصادفی طبقه ای با شیوه اختصاص متناسب می باشد. ابزار گردآوری داده ها، پرسشنامه استاندارد شده رهبری تحول آفرین باس و آولیو (2000)، پرسشنامه یادگیری حرفه ای لی و همکاران (2016)، پرسشنامه اعتماد به مدیر هوی و شانن-موران (2003) و پرسشنامه خودکارآمدی معلم لیو و همکاران (2021) بوده است. به منظور تجزیه و تحلیل آماری داده ها نیز ازآزمون های مدل معادلات ساختاری و سوبل استفاده شده است. براساس نتیجه آزمون کولموگروف- اسمیرنوف، توزیع هیچ یک از متغیرها نرمال نبوده، براساس شاخص KMO و با توجه به معنی‌داری آزمون بارتلت، تعداد نمونه برای انجام تحلیل عاملی کافی و همبستگی بین مشاهدات مناسب بوده و در نهایت مدل از برازش کلی قوی برخوردار بوده است.

یافته های پژوهش پس ازآزمون فرضیه فرعی اول نشان دادکه بین مولفه‌های رهبری تحول آفرین و مولفه های یادگیری حرفه ای معلم رابطه وجود داشته و نوع تاثیرگذاری نیز مثبت و مستقیم می‌باشد. این نتیجه با یافته تحقیقات کاراکابی(2022)،ثین و همکارانش (2021)، بلیباس(2021) ، روسمینینگ سیه و وینداساری (2025) و صابری و باقری (1402) همخوانی دارد. در تبیین این یافته می توان اظهار داشت، در محیط‌های آموزشی که مشخصه آن‌ها نیاز مبرم به نوآوری، پاسخگویی به تغییرات اجتماعی و تربیتی و ارتقاء مستمر کیفیت است، کارکردهای رهبری تحول‌آفرین به طور ویژه برجسته می‌شوند. رهبران تحول آفرین، با تکیه بر نفوذ آرمانی، انگیزش الهام‌بخش، تحریک ذهنی و ملاحظات فردی، به طور مستقیم بر یادگیری حرفه‌ای معلمان اثر می‌گذارند. این رهبران، با درک و پذیرش تفاوتهای فردی ،شناسایی ظرفیتهای پنهان و جهت دهی معلمان به سمت آموزشهای مورد نیاز ، در فضایی سرشار از اعتماد و احترام متقابل، آنان را درگیر فرآیندهای یادگیری مداوم می‌کند. همچنین، با ایجاد انگیزه درونی و فراهم کردن فرصت‌های رشد حرفه‌ای، نه تنها دانش و مهارت‌های معلمان را ارتقا می‌دهند، بلکه آنان را به عاملی فعال در بهبود مستمر کیفیت آموزش تبدیل می‌کنند. این تعامل پویا، با تقویت خودکارآمدی معلمان و ایجاد فرهنگ یادگیری سازمانی به بهبود عملکرد آموزشی و افزایش رضایت شغلی معلمان منجر می‌شود.

یافته های مدلسازی معادلات ساختاری آزمون فرضیه دوم نشان داد که بین مولفه های رهبری تحول آفرین و اعتماد به مدیر رابطه وجود داشته و نوع تاثیرگذاری نیز مثبت و مستقیم می باشد. این نتیجه با یافته های اوی و همکاران(2024) ،کاراکابی و همکارانش (2022)و لی (2016 همخوانی دارد.  در تبیین این یافته می توان چنین بیان داشت که رهبری تحولی با ایجاد و تقویت اعتماد در سازمان عجین شده است. رهبران تحول‌گرا با  ویژگی های ارائه چشم‌انداز الهام‌بخش، حمایت از نوآوری و توجه به نیازهای فردی، اعتماد پیروان خود را جلب می‌کنند. این اعتماد، بستری را فراهم می‌سازد که در آن معلمان احساس امنیت و اطمینان می‌کنند تا نظرات خود را آزادانه بیان کنند، ایده‌های جدید را به اشتراک بگذارند و در فرآیندهای یادگیری حرفه‌ای مشارکت فعال داشته باشند. رهبران تحول‌گرا با ایجاد فرهنگ اعتماد، معلمان را به ریسک‌پذیری ،کسب تجربه از اشتباهات و پیگیری  مداوم بهبود عملکرد، ترغیب می کنند. این اعتماد متقابل، به ایجاد روابط قوی‌تر بین رهبران و معلمان، افزایش تعهد سازمانی و بهبود عملکرد کلی منجر می‌شود. در نتیجه، رهبری تحول آفرین از طریق ایجاد اعتماد، شالوده‌ای استوار برای یک سازمان منسجم ،که قادر به عبور از چالش ها و تصرف فرصت ها  باشد بنا می‌نهد.

آزمون فرضیه سوم نشان داد که بین مولفه های رهبری تحول آفرین و خودکارآمدی معلم رابطه وجود داشته و نوع تاثیرگذاری نیز مثبت و مستقیم می باشد. این نتیجه با یافته های پژوهش های کابایاگ ⁴⁶و همکاران (2024) ژنگ⁴⁷ و همکاران (2019) و لیو و هالیگر (2018) همخوانی دارد.  در تبیین این یافته می توان اظهار داشت که براساس نظریه شناختی اجتماعی باندورا (1977)، رهبری تحول‌آفرین می‌تواند از طریق سازوکارهای تجربه جانشین و متقاعدسازی کلامی، خودکارآمدی معلمان را ارتقا بخشد، به عبارت دقیق‌تر، رفتارهای رهبر، نظیر مشارکت دادن معلمان در تصمیم‌گیری‌ها و حمایت از آن‌ها در جهت بهبود شیوه‌های تدریس، به عنوان منابعی برای تجربه جانشین عمل می‌کنند. بنابراین، استقرار سبک رهبری تحول‌آفرین، زمینه‌ساز بهبود و تقویت حس توانمندی و باور به شایستگی در معلمان خواهد بود. ارائه چشم‌انداز مشترک و الهام‌بخش، ایجاد انگیزه درونی، توجه به نیازها و ویژگی‌های فردی و آماده‌سازی ذهنی معلمان از سوی مدیر می تواند، این اطمینان را در آن‌ها ایجاد نماید که قادر به مدیریت اثربخش چالش‌های آموزشی و رفتاری کلاس درس هستند و این تغییر نگرش، خودکارآمدی آن‌ها را به نحو چشمگیری افزایش خواهد داد.

پس از بررسی و آزمون فرضیه چهارم مشخص شد که بین اعتماد به مدیر و مولفه های یادگیری حرفه ای معلم رابطه وجود داشته و نوع تاثیرگذاری نیز مثبت و مستقیم می باشد. این یافته با نتایج پژوهش های ابراهیمی و همکاران (1402) ،اسماعیلی و همکارانش (1399)، لی و همکاران (2016) ثین و همکارانش (2021) همخوانی دارد. در تبیین این یافته می توان اظهار داشت، اعتماد به مدیر، به عنوان سرمایه اجتماعی، زیرساخت روان‌شناختی برای یادگیری حرفه‌ای  محسوب می شود. این اعتماد، سرمایه روان‌شناختی معلمان را افزایش داده و به آن‌ها شجاعت و اعتماد به نفس قرار گرفتن در مسیر یادگیری را می بخشد.همچنین، اعتماد با تقویت احساس ارزشمندی  وخودکارآمدی، انگیزه درونی معلمان را برای یادگیری و پیشرفت افزایش می‌دهد.در این شرایط، ظرفیت شناختی معلمان آزاد شده و به جای صرف انرژی برای مدیریت تهدیدهای احتمالی، بر کسب مهارت‌ها وصلاحیتهای حرفه‌ای متمرکز می‌شود. معلمان برخوردار از این سرمایه، نه تنها از چالش‌های یادگیری استقبال می‌کنند، بلکه فعالانه به دنبال فرصت‌های توسعه حرفه‌ای هستند. این پویایی، ناشی از احساس ارزشمندی، امنیت و حمایت است که اعتماد به مدیر برای آن‌ها فراهم می‌کند. در این حالت، یادگیری حرفه‌ای، یک انتخاب آگاهانه و لذت‌بخش خواهد بود که به رشد شخصی و حرفه‌ای معلمان منتهی می‌شود و با ایجاد یک چرخه مثبت از یادگیری، رشد و رضایت شغلی، به توسعه حرفه‌ای پایدار معلمان کمک می‌کند.

پس از تحلیل فرضیه پنجم توسط آزمون مدل معادلات ساختاری مشخص شد که بین خودکارآمدی و مولفه های یادگیری حرفه ای رابطه وجود داشته و نوع تاثیرگذاری نیز مثبت و مستقیم می باشد.این یافته با نتایج پژوهش های محمدی و همکاران (2024)، لیو هالینگر (2018)، اسماعیلی و همکاران (1399)،و ثین و همکارانش (2021) همخوانی دارد.درتبیین این یافته می توان اظهار داشت،خودکارآمدی ، به عنوان یکی از مولفه های سرمایه روانشناختی، نقش محوری در تعیین و انتخاب‌ رفتارهای حرفه ای ایفا می‌کند. یک منبع درونی قوی برای مقابله با چالش‌ها و دستیابی به موفقیت‌های حرفه‌ای محسوب می‌شود. معلمان با خودکارآمدی بالا، فعالانه در جستجوی فرصت‌های یادگیری و توسعه مهارت‌های خود هستند. این باور، آن‌ها را به پذیرش چالش‌ها و استفاده از بازخوردها برای بهبود عملکرد ترغیب می‌کند. مطالعات نشان می‌دهند که خودکارآمدی بالا با انگیزه بیشتر برای شرکت در دوره‌های آموزشی، به‌کارگیری روش‌های نوین تدریس و ارتقاء کیفیت تعامل با دانش‌آموزان مرتبط است. خودکارآمدی ، به بهبود مستمر عملکرد آموزشی و ارتقای سطح یادگیری دانش‌آموزان منجر می‌شود. در نهایت، تقویت باور خودکارآمدی معلمان، یک راهبرد مؤثر برای بهبود کیفیت نظام آموزشی محسوب می‌گردد و توسعه‌ی آن نیازمند توجه به سایر عناصر سرمایه روانشناختی نیز می‌باشد.

 به منظور بررسی فرضیه ششم ازآزمون سوبل استفاده شده است. یافته ها نشان داد، اعتماد به مدیر در رابطه بین رهبری تحول آفرین و یادگیری حرفه ای نقش میانجی دارد. این یافته بانتایج تحقیقات اوی (2024)، روسمینینگ سیه و وینداساری (2025) ،ثین و همکاران (2021)، کاراکابی و همکاران (2022) و لی و همکاران (2016) همخوانی دارد. در تبیین این یافته می توان اظهار داشت، که رهبری تحول‌آفرین، با تأکید بر ایجاد انگیزه، تحریک ذهنی و ملاحظات فردی، بستر لازم را برای یادگیری حرفه ای فراهم می‌آورد.  اعتماد به مدیر ، رابطه این سبک رهبری با یادگیری حرفه ای را تقویت می کند. به عبارت دیگر ، اعتماد از سویی پیامد مثبت استقرار سبک رهبری تحولی و از سوی دیگر، عامل تسهیل‌کننده در پیشبرد یادگیری حرفه‌ای می باشد.  اعتماد به مدیر، با ایجاد امنیت روانی ، کارکنان را قادر می‌سازد بدون ترس از قضاوت یا تنبیه به تبادل دانش و مشارکت فعال در برنامه های یادگیری حرفه ای بپردازند. فقدان اعتماد، مانع از ایجاد اشتیاق و پیگیری فرصتهای یادگیری در معلمان می شود، زیرا کارکنان در فضای بی اعتمادی، به ریسک‌پذیری و خروج از حوزه‌ی امن که لازمه یادگیری حرفه ای است تمایل نشان نمی‌دهند.

بررسی فرضیه هفتم توسط آزمون سوبل نشان داد که خودکارآمدی معلم در رابطه بین رهبری تحول آفرین و یادگیری حرفه ای نقش میانجی ندارد. این یافته با نتایج پژوهش های لیو و هالینگر (2018)، محمدی (2024)، ثین و همکاران (2021) و کاراکابی و همکاران(2022) همخوانی ندارد. در تبیین این یافته می توان اظهار داشت، استقرار سبک رهبری تحول آفرین با ویژگی های ، انگیزه بخشی وتوجه به ظرفیتهای منحصر بفرد معلمان ، به خودی خود می تواند در ترغیب آنان به یادگیری مستمرو ارتقا صلاحیتهای حرفه ای اثر گذار باشد همچنین رهبری تحولی با ایجاد یک فرهنگ سازمانی حمایتی ، تشویق به نوآوری و مشارکت فعال در تصمیم‌گیری‌ها و نیز ارائه بازخوردهای سازنده، می‌تواند به‌طور مستقیم انگیزه و فرصت‌ لازم برای یادگیری حرفه‌ای معلمان را فراهم آورد و این امر نیازمند عامل میانجی خودکارآمدی نمی باشد. به عبارت دیگر، عدم ایفای نقش میانجی توسط خودکارآمدی در رابطه بین رهبری تحولی و یادگیری حرفه‌ای، نشان‌دهنده آن است که اثرگذاری رهبری تحولی بر یادگیری معلمان می‌تواند از مسیرهای دیگری غیر از بهبود خودکارآمدی صورت پذیرد.علاوه بر این از منظرروانشناسی، متغیرخودکارآمدی تابع عوامل مختلفی است که بررسی همه آنها در قالب پژوهش حاضر امکان پذیر نمی باشد.

 در خصوص ترتیب تاثیرگذاری متغیرهای مستقل بر متغیرهای وابسته با توجه به مقدار ضرایب مسیر بدست آمده از معادلات ساختاری مشخص گردید: به ترتیب ملاحظات فردی، اعتماد به مدیر، رفتارهای آرمانی، انگیزش الهام بخش، ویژگی های آرمانی، خودکارآمدی معلم و ترغیب ذهنی بیشترین تاثیر را بر یادگیری حرفه ای رسمی دارا بوده اند.

 اعتماد به مدیر، ملاحظات فردی، انگیزش الهام بخش، رفتارهای آرمانی، ویژگی های آرمانی، ترغیب ذهنی و خودکارآمدی معلم دارای بیشترین تاثیر بر یادگیری حرفه ای غیررسمی بوده اند. همچنین ملاحظات فردی، انگیزش الهام بخش، ترغیب ذهنی، رفتارهای آرمانی و ویژگی های آرمانی بیشترین تاثیر را بر اعتماد به مدیر داشته اند. ملاحظات فردی،ویژگی های آرمانی، انگیزش الهام بخش، رفتارهای آرمانی و ترغیب ذهنی بیشترین تاثیر را بر خودکارآمدی معلم دارا بودند.

نکته مهم درخصوص رتبه بندی مذکور این است که ملاحظات فردی در هر چهار متغیر درون زا دارای ضریب تاثیر بالایی می باشد (در سه متغیر یادگیری حرفه ای رسمی، اعتماد به مدیر و خودکارآمدی بعنوان اولین متغیر تاثیرگذار و در یادگیری حرفه ای غیررسمی بعنوان دومین متغیر تاثیرگذار). در تبیین این یافته می توان اظهار داشت که توجه مدیر به ویژگی های شخصیتی و تفاوت های فردی معلمان ، از نظر ، شخصیت، توانمندی ها، نظرات و ایده های نوآورانه حائز اهمیت می باشد.

با عنایت به مزایای اثبات‌شده رهبری تحول‌آفرین ، به سیاست‌گذاران و برنامه‌ریزان نظام آموزشی توصیه می‌شود با تبیین سازوکارهای اجرایی و برگزاری دوره‌های توانمندسازی هدفمند برای مدیران مدارس، زمینه استقرار این سبک رهبری را در مدارس فراهم آورند.علاوه بر این، به استناد شواهد متعدد پژوهشی مبنی بر ارتباط مثبت میان رهبری تحول‌آفرین و پیامدهایی نظیر، تعهد، افزایش اشتیاق، انگیزه و اهتمام معلمان به توسعه حرفه‌ای، پیشنهاد می‌گردد ،مدیران مدارس با اتخاذ این رویکرد رهبری، ضمن نهادینه ساختن فرهنگ سازمانی مبتنی بر اعتماد متقابل و صمیمیت، نقش منتورینگ را در راستای ارتقاء شایستگی‌های حرفه‌ای معلمان ایفا نمایند.

منابع

ارجمندی، طیبه، سمیه سادات، قمری.(1402) رابطه رهبری توزیعی و خودکارآمدی و رضایت شغلی معلمان با نقش میانجی فرهنگ حمایت مدار،فصلنامه مدیریت و رهبری آموزشی ، 17 (3 ): 20-52 .

ابراهیمی، الهام، مطهری نژاد، حسین، آذری ،همایون .(1402). تبیین نقش اعتماد در رابطه رهبری یادگیری محور با یادگیری حرفه ای معلمان، مدیریت بر آموزش سازمانها،12(1):99-121.

احمدیوسفی، مریم، مطهری نژاد، حسین، آذری، همایون. (1397). مشارکت معلمان در فعالیت های یادگیری حرفه ای: نقش عوامل فردی، سازمانی و مدیریتی، فصلنامه تعلیم و تربیت، ۳۴(۲): ۷۲-۵۳.

اسماعیلی، الهام، سامری، مریم، حسنی محمد. (1399). رابطۀ مؤلفه های خودکارآمدی و اعتماد سازمانی با توسعۀ حرفه ای معلمان مدارس دورۀ ابتدائی: نقش میانجی ادراک رهبری، مجله مدیریت مدرسه،8(1)  :446 -416.

پوررحیم، مریم، حسین پور، رضا (1399). رابطه رهبری آموزشی و خودکارآمدی معلم با توسعه ی حرفه ای معلمان دوره ابتدایی ناحیه ۲ شهر اردبیل، مجله رهبری آموزشی کاربردی،1 (3): 75-65.

داوری، علی، رضازاده، آرش.(1392). مدل سازی معادلات ساختاری با نرم افزار PLS، تهران: جهاد دانشگاهي.

صابری، زینب ، باقری مجد ، روح الله. (1402) اجتماع یادگیری حرفه ای حلقه میانجی ارتباط رهبری تحولی بر یادگیری حرفه ای معلمان . مجله مطالعات آموزشی و آموزشگاهی. 12 (4) : 325-342.

Ahmad Zaky El Islami, R., et al. (2022) “Trends of Teacher Professional Development Strategies: A Systematic Review.” International Journal of Education, 10)2: (1–8.

Bandura, A. (1977). Self-efficacy: Toward a unifying theory of behavioral change, Psychological Review, 84(2): 191–215. 

Bakti, R., and Hartono, S. (2022). The influence of transformational leadership and work discipline on the work performance of education service employees. Journal of Multicultural Education. 8(1): 109–125.

Bass, B. M. & Avolio, B. J. (2000). MLQ Multifactor Leadership Questionnaire, Redwood City: Mind Garden.

Bellibaş MŞ, Kılınç AÇ, & Polatcan M. (2021). The Moderation Role of Transformational Leadership in the Effect of Instructional Leadership on Teacher Professional Learning and Instructional Practice: An Integrated Leadership Perspective, Educational Administration Quarterly, 57(5): 776-814. 

Bellibas, M. S., Polatcan, M., & Kilinc, A. C. (2022). Linking instructional leadership to teacher practices: The mediating effect of shared practice and agency in learning effectiveness, Educational Management Administration & Leadership, 55(5): 812-831. 

Bryk, A. S., & Schneider, B. (2002). Trust in Schools: A Core Resource for Improvement, New York: Russell Sage Foundation.

Bruce, C. D., Esmonde, I., Ross, J., Dookie, L., & Beatty, R. (2010). The effects of sustained classroom-embedded teacher professional learning on teacher efficacy and related student achievement. Journal of Teaching and teacher education, 26(8): 1598- 1608.

Cabayag.S. L, Guhao Jr.E.S. (2024) Self-efficacy, jobperformance, and, transformational leadership: A structional equation model on organizational commitment among public school teachers. European Journal of Education Studies. 11)1(:209-247.

De. Vries, S., Jansen, E. P., & van de Grift, W. J. (2013). Profiling teachers' continuing professional development and the relation with their beliefs about learning and teaching. Journal of Teaching and teacher education, 33:78-89.

Edmondson, A. C. (2018). The fearless organization: Creating psychological safety in the workplace for learning, innovation, and growth. Hoboken, NJ: John Wiley & Sons.

Flores G, Fowler DJ, Posthuma RA (2020) Educational leadership, leader-member exchange and teacher self-efficacy. Journal of Global Educating Research.4 (2): 140–153.

Hallinger, P., & Liu, S. (2016). Leadership and teacher learning in urban and rural schools in China: Meeting the dual challenges of equity and effectiveness, International Journal of Educational Development, 51(C): 163–173. 

Han, Y., & Wang, Y. (2021). Investigating the correlation among Chinese EFL teachers’ self-efficacy, work engagement, and reflection, Frontiers in Psychology, 12(763234): 1-11.

Hong, J., Francis, D. C., Wang, Q., Lewis, L., Parsons, A., Neill, C., & Meek, D. (2020). The Role of Trust: Teacher Capacity during School Leadership Transition, Frontiers in Education, 5(108):1-9.

Jensen, U.T., Andersen, L.B., Bro, L.L., Bøllingtoft, A., Mundbjerg Eriksen, T.L., Holten, A-L., Jacobsen, C.B., Ladenburg, J., Nielsen, P.A., Salomonsen, H.H., Westergård-Nielsen, N., & Würtz, A. (2019). Conceptualizing and Measuring Transformational and Transactional Leadership, Administration & Society, 51(1): 1-31.

Klassen RM, Chiu MM (2010) Effects on teachers’ self-efficacy and job satisfaction: teacher gender, years of experience, and job stress. Journal of Educational Psychology. 102(3):741–756. 

Kulophas, D., Hallinger, P. (2020). Leadership that matters: creating cultures of academic optimism that support teacher learning in Thailand. Journal of Educational Administration, 58(6): 605-627.

Kareem J, Patrick HA, Prabakaran N, B V, Tantia V, M. P. M. PK and Mukherjee U. (2023). Transformational educational leaders inspire school educators’ commitment. Journal Frontiers in Education. 35(4):1-10.

LauerMann F, Johannes K.(2016). Teachers’ professional competence and wellbeing: understanding the links between general pedagogical knowledge, self-efficacy and burnout. Learning and Instruction. 45(2): 9–19.

Liu, S., & Hallinger, P. (2020). Unpacking the effects of culture on school leadership and teacher learning in China, Educational Management Administration & Leadership, 49(2): 214–223.

Lyubykh, Z., Gulseren, D., Turner, N., Barling, J., and Seifert, M. (2022). Shared transformational leadership and safety behaviours of employees, leaders, and teams: a multilevel investigation. Journal of Occupational and Organizational Psychology. 95(2):431–458.

Luyten, H., & Bazo, M. (2019). Transformational leadership, professional teach communities, teacher learning and learner centered teaching practices; Evidence on their interrelations in Mozambican primary education. Journal of Studies in educational evaluation, 60 (1); 14-31.

Ma, X., & Marion, R. (2021). Exploring how instructional leadership affects teacher efficacy: A multilevel analysis, Journal of Educational Management Administration & Leadership, 49(1): 188–207.

Ma, Y. (2022). The Effect of Teachers’ Self-Efficacy and Creativity on English as a Foreign Language Learners’ Academic Achievement, Journal of Frontiers in Psychology, 13:(1)1-4.

Skaalvik EM, Skaalvik S (2014) Teacher self-efficacy and perceived autonomy: relations with teacher engagement, job satisfaction, and emotional exhaustion. Psychological Reports, 114(1): 68–77.

Zheng, X., Yin, H., & Li, Z. (2019). Exploring the relationships among instructional leadership, professional learning communities and teacher self-efficacy in China, Educational Management Administration & Leadership, 47(6): 843-859.

 

 

---

[1]  - استادیار، گروه روانشناسی و علوم تربیتی دانشگاه پیام نور، تهران، ایران (نویسنده مسول). [e-mail]

[2] - دانش آموخته کارشناسی ارشد مدیریت آموزشی، دانشگاه پیام نور، تهران جنوب، تهران، ایران.  [e-mail]

[3]  Liu and Hallinger

[4]  Karacabey

[5]  Pan & Chen

[6]  Lloyd and Davis

[7]   Kulophas & Hallinger

[8]  . Jusinski

[9]  Liu and Hallinger

[10]  Prasetia

[11]  James McGregor Burns

[12] Bass 

[13]  Bennis and Nanos

[14]  Roesminingsih, E. Windasari

[15]  Cabayag

[16]  Bass, & Avolio

[17]  Kareem

[18]  Bakti, R., and Hartono

[19]  Lyubykh

[20]  Thien

[21]  Bass, & Avolio

[22]  Ma and Marion

[23]  Liu, S., & Hallinger,

[24]  Li

[25]  Bryk, A. S., & Schneider

[26]  Tschannen-Moran

[27]  Edmondson

[28]  Hong

[29]  Uy

[30]  Tsung

[31]  Ma

[32]  Klassen

[33]  Bandura

[34]  Han and Wang

[35]   Liu

[36]  Vieluf

[37]  Lauermann, Johannes

[38]  Flores

[39]  Perera

[40]  Skaalvik &Skaalvik,

[41]  Wang

[42]  Kareem

[43]  Francisca T. Uy

[44]   Cabayag

[45]   Prasetia

[46]   Cabayag

[47]  Zheng

investigating the relationship between transformational  leadership and professional learning with the emphasise on the mediating roles of trust in manager and self-efficacy

Taybeh Arjmandi, Asefe Fazaeli

Abstract:

Purpose:The present research was conducted with the aim of investigating the relationship between transformational leadership and  professional learning with the emphasise on the mediating roles of trust in manager and self-efficacy. 

Method: The statistical population includes teachers’ elementary schools in the region 12 of Tehran consisting of 1055 teachers, based on Morgan's table, 326 teachers were selected by stratified sampling. The data collection tool is a standard questionnaire consisting of transformational leadership Bass and Avolio, professional learning Li &et al., Trust in managers Hoy and Tschannen-Moran and self-efficacy questions Liu & et al. Research hypotheses were investigated by Structural Equation Modeling and Sobel test.

Findings: Based on the results of inferential statistics, there are positive and direct relationships between components of transformational leadership and the components of professional learning, between components of transformational leadership and trust in the manager, as well as the components of transformational leadership and self-efficacy; There is a positive and direct relationship between trust in the manager, as well as self-efficacy and components of professional learning; Trust in the managers has a mediating role in the relationship between transformational leadership and professional learning, but self-efficacy does not play this mediating role in this relationship.

Conclusion: Transformational leadership can create a foundation for teachers' interest in improving their professional skills and self-efficacy, and create an atmosphere of trust and respect in the educational environment.

 

Keywords: Transformational Leadership, Professional Learning, Trust in Manager, Self-Efficacy.