Evaluation Of The Social Efficiency Model Of Students Based On Uncertainty Tolerance And Psychological Adaptability With The Mediating Role Of Resilience
Subject Areas : Social Evolutions
Saeed Irani
1
,
Aylin Farzan
2
,
Samereh Ziraki
3
,
Fatemeh Kangari
4
1 - Department of Sociology, Tehran Branch, Payame Noor University, Tehran, Iran.
2 - Department of Sociology, Ta.C., Islamic Azad University, Tabriz, Iran.
3 - Department of Curriculum Planning, Mara.C., Islamic Azad University, Marand, Iran.
4 - Department of Curriculum Planning, Mara.C., Islamic Azad University, Marand, Iran.
Keywords: Social Efficiency, Students, Uncertainty, Psychological Adaptability, Resilience.,
Abstract :
The aim of the present study is to evaluate the social efficiency model of students with regard to uncertainty tolerance and psychological adaptability, considering the mediating role of resilience. This research is descriptive-correlational in nature. The statistical population includes all students in Tabriz County, which, according to the statistics of the Education Department in 2023, comprises a total of 692,868 individuals. Using Cochran’s formula, the sample size was calculated to be 330; however, considering the possibility of sample attrition, 400 individuals were selected. Sampling was conducted using a multi-stage cluster method. Data collection tools included the Social Efficiency Questionnaire, the Uncertainty Tolerance Questionnaire, the Cognitive Flexibility Inventory, and the Resilience Scale. SPSS software was used for descriptive statistics, and AMOS software was employed to test the hypotheses using structural equation modeling. The results indicated that the Sobel test statistic for the path "uncertainty tolerance → resilience → social efficiency" was 10.459 with a p-value less than 0.05, indicating a statistically significant indirect effect. Likewise, the Sobel test statistic for the path "psychological adaptability → resilience → social efficiency" was 17.135 with a p-value less than 0.05, also indicating a significant indirect effect.
ابراهیمی‌بادشتیانی، فاطمه. طلایی، آویده. حبیب، فرح. (1403). تبیین اصول و معیارهای طراحی مدارس مهارت‌محور. فصلنامۀ علمی‌پژوهشی-معمار شهر، دورۀ 3، شمارۀ 10، 119-103.
پرماسی، نوشین. سام‌مهر، وحید. مام‌قادری، کامران. کاک‌درویشی، اسرین. (1401). اثربخشی برنامۀ آموزشی ادراک از محیط مدرسه بر تاب‌آوری و سازگاری اجتماعی دانش‌آموزان دختر. هفتمین کنفرانس ملی نوآوری و تحقیق در مدیریت، روان‌شناسی و آموزش‌وپرورش، تهران-ایران،11-1.
حوصله‌دار صابر، ریحانه. صفری، حسین. اکبری‌گوابری، بهمن. (1400). بررسی و تحلیل عوامل کالبدی مؤثر بر نقشۀ ذهنی کودکان از محیط‌های آموزشی (مطالعه‌موردی: مقطع دوم مدارس ابتدایی شهر رشت). فصلنامۀ علمی‌پژوهشی-مطالعات محیطی هفت‌حصار، دورۀ 10، شمارۀ 37، 64-51.
خالق‌خواه، علی. رضایی‌شریف، علی. زاهدبابلان، عادل. هاشمی، سیده‌زهرا. (1394). بررسی اثربخشی آموزش یادگیری مشارکتی از نوع جیگ ساو بر خودتنظیمی و انگیزش تحصیلی دانش‌آموزان ابتدایی. فصلنامۀ علمی‌پژوهشی-مطالعات آموزش و یادگیری، دورة 2، شمارۀ 2؛ (پیاپی 1/69)، 182-154.
دبدبه، محمد. (1400). طراحی براساس ادراک و رفتارانسانی. چاپ‌اول، تهران: انتشارات طحان‌گستر.
سلطانی‌زاده، محمد. مرتضویان، سارا. لطیفی، زهره. (1402). پیش‌بینی اهمال‌کاری تحصیلی براساس تاب‌آوری تحصیلی، عدم تحمل بلاتکلیفی، کمال‌گرایی مثبت و منفی: نقش واسطه‌ای اجتناب تجربه‌ای. فصلنامۀ علمی‌پژوهشی-مطالعات روان‌شناسی تربیتی، دورۀ 20، شمارۀ 51، 67-49.
سلیمانی، اسماعیل. شیخ‌الاسلامی، علی. موسوی، مهناز. (1395). اثربخشی هوش‌هیجانی بر کفایت اجتماعی و تنظیم هیجانی دانش‌آموزان زورگو (غیرمنضبط). فصلنامۀ علمی‌پژوهشی-روان‌شناسی تربیتی، دورة 12، شمارۀ 47، 128-103.
شاطریان‌محمدی، فاطمه. علیزاده، فاطمه. نیکوکار، اعظم. (1392). تأثیر تحمل ابهام بر باورهای فراشناختی و درگیری تحصیلی دانشجویان. فصلنامۀ علمی‌پژوهشی-راهبردهای شناختی در یادگیری، دورة 1، شمارۀ 1، 47-31.
غفاری، اسلام. عباس‌زاده، خداویردی. (1397). تحلیلی بر رشد شناختی ژان پیاژه. چاپ‌اول، چاراویماق: انتشاات اخلاق الهی.
فیضی، آوات. محبوبی، طاهر. زارع، حسین. مصطفایی،علی. (1391). رابطۀ هوش‌شناختی و تحمل ابهام با کارآفرینی در دانشجویان دانشگاه پیام‌نور استان آذربایجان غربی. فصلنامۀ علمی‌پژوهشی-تحقیقات علوم‌رفتاری، دورة 10، شمارۀ 4؛ (پیاپی 25)، 284-276.
قنبری، حمیده، پورشهریاری، مه‌سیما. (1395). سبک‌های شوخ‌طبعی، هوش‌هیجانی و کفایت اجتماعی در دانشجویان. فصلنامۀ علمی‌پژوهشی اندیشه‌های نوین تربیتی، دورۀ 12، شمارۀ 3، 108-79.
کوزولین، آلکس. (1392). خلوتگه سایه‌ها: روان‌شناسی هنر و سیر و تحول اندیشه‌های ویگوتسکی. ترجمۀ حبیب‌الله قاسم‌زاده، چاپ‌اول، تهران: انتشارات ارجمند.
مصلح، سیدقاسم. فرید، ابولفضل. (1400). مدل ساختاری رابطۀ ادراک جوّ مدرسه و رفتارهای برونی‌سازی‌شده با نقش واسطۀ شایستگی اجتماعی-هیجانی. فصلنامۀ علمی‌پژوهشی-پژوهش‌‌های علوم‌شناختی و رفتاری، دورۀ 11، شمارۀ 2؛ (پیاپی 21)، 138-123.
Barrett, Peter. Zhang, Yufan. Moffat, Joanne. Kobbacy, Khairy. (2013). A Holistic, Multi-Level Analysis Identifying The Impact Of Classroom Design On Pupils’ Learning. Journal OF Building And Environment, 59(1): 678-689.
Xu, Xiaoxiao. Yan, Xiaofan. Zha, Qianhui. Xu, Chen. (2023). The Chain Mediating Role Of Psychological Resilience And Neuroticism Between Intolerance Of Uncertainty And Perceived Stress Among Medical University Students In Southwest China. BMC Psychiatry 23(1): 1-9.
Journal Of Socio-Cultural Changes
Summer 2025. Volume 22. Issue 2; (Ser. 86) ISSN: 2008-1480 https: https://journal.khalkhal.iau.ir/
|
|
Type Of Article (Research Article)
Evaluation Of The Social Efficiency Model Of Students Based On Uncertainty Tolerance And Psychological Adaptability With The Mediating Role Of Resilience
1Saeed Irani: Department of Sociology, Tehran Branch, Payame Noor University, Tehran, Iran.
Aylin Farzan: Department of Sociology, Ta.C., Islamic Azad University, Tabriz, Iran.
Samereh Ziraki: Department of Curriculum Planning, Mara.C., Islamic Azad University, Marand, Iran.
Fatemeh Kangari: Department of Curriculum Planning, Mara.C., Islamic Azad University, Marand, Iran.
Abstract | Article Einfo |
The aim of the present study is to evaluate the social efficiency model of students with regard to uncertainty tolerance and psychological adaptability, considering the mediating role of resilience. This research is descriptive-correlational in nature. The statistical population includes all students in Tabriz County, which, according to the statistics of the Education Department in 2023, comprises a total of 692,868 individuals. Using Cochran’s formula, the sample size was calculated to be 330; however, considering the possibility of sample attrition, 400 individuals were selected. Sampling was conducted using a multi-stage cluster method. Data collection tools included the Social Efficiency Questionnaire, the Uncertainty Tolerance Questionnaire, the Cognitive Flexibility Inventory, and the Resilience Scale. SPSS software was used for descriptive statistics, and AMOS software was employed to test the hypotheses using structural equation modeling. The results indicated that the Sobel test statistic for the path "uncertainty tolerance → resilience → social efficiency" was 10.459 with a p-value less than 0.05, indicating a statistically significant indirect effect. Likewise, the Sobel test statistic for the path "psychological adaptability → resilience → social efficiency" was 17.135 with a p-value less than 0.05, also indicating a significant indirect effect. | Received: 2024/07/25 PP: 90-100.
Keywords: Social Efficiency Students Uncertainty Psychological Adaptability Resilience |
Citation: Irani, Saeed. Farzan, Aylin. Ziraki, Samereh. Kangari, Fatemeh. (2025). Evaluation Of The Social Efficiency Model Of Students Based On Uncertainty Tolerance And Psychological Adaptability With The Mediating Role Of Resilience. Journal Of Socio-Cultural Changes, 22(2; Ser. 86): 90-100.
DOI: | |
[1] Corresponding Author: Saeed Irani
E-mail Address: saeed.irani7@gmail.com
Tel: +98949216093
Extended Abstract
Introduction
In the turbulent and unpredictable conditions of the contemporary world, psychological and social competencies—especially among students—play a fundamental role in academic success, social adaptation, and personal growth. Social efficiency, as a manifestation of effective interaction among cognitive, emotional, and behavioral dimensions, is closely linked to variables such as uncertainty tolerance and psychological adaptability. Uncertainty tolerance enhances mental flexibility, enabling individuals to cope effectively with ambiguous situations, while psychological adaptability allows for the regulation of effective emotional and behavioral responses in the face of challenges. In this context, resilience acts as a mediating variable, playing a key role in connecting these factors with social efficiency and facilitating effective coping with academic and social pressures. The present study aims to explain the social efficiency model of students by examining the structural relationships between uncertainty tolerance, psychological adaptability, and resilience.
Methodology
This applied research employs a descriptive-correlational design to investigate the social efficiency model of students based on uncertainty tolerance and psychological adaptability, with the mediating role of resilience among students in Tabriz city. A sample of 400 students was selected from a population of 692,868 students using a multi-stage cluster sampling method. Data were collected using four standardized instruments: the Social Efficiency Questionnaire (47 items, four components), the Uncertainty Tolerance Questionnaire (16 items, three components), the Cognitive Flexibility Inventory (CFI) (20 items), and the Resilience Scale (25 items, five components). The reliability of the instruments was confirmed with satisfactory Cronbach’s alpha coefficients. Data analysis was conducted using SPSS 22 for descriptive statistics and AMOS 22 for inferential statistics through structural equation modeling.
Results and Discussion
The results indicated that psychological variables, including uncertainty tolerance and psychological adaptability, have a significant and meaningful role in predicting students’ social efficiency. Statistical analyses confirmed that these variables, in addition to their direct effects, influence social efficiency indirectly through the mediation of resilience. In other words, resilience, as a mediating construct, facilitates the impact of uncertainty tolerance and psychological adaptability on social efficiency. Furthermore, the findings showed that the data met normal distribution assumptions and that the conceptual model demonstrated good structural and measurement fit and reliability. Therefore, resilience as a key psychological capacity can significantly contribute to improving students’ social behaviors and interpersonal interactions. The findings emphasize that enhancing students’ uncertainty tolerance and psychological adaptability, especially through strengthening resilience, plays an important role in increasing their social efficiency. Resilience, as a mediator, amplifies the positive effects of these two variables on students’ social interactions and psychological skills, thereby fostering better mental health and social functioning. Consequently, it is recommended that intervention and educational programs focus on enhancing resilience and coping skills to effectively promote students’ psychological and social capacities. Such an approach can play a critical role in improving students’ psycho-social quality of life and academic success and assist educational policymakers in developing supportive strategies for promoting students’ mental and social well-being.
نوع‌مقاله (علمی‌پژوهشی)
ارزیابی مدل کارآمدی اجتماعی دانش‌آموزان براساس تحمل عدم‌قطعیت و سازگاری روانی با نقش میانجی تاب‌آوری
1سعید ایرانی: گروه جامعه‌شناسی، واحد تهران، دانشگاه پیام‌نور، تهران، ایران.
ایلین فرزان: گروه جامعه‌شناسی، واحد تبریز، دانشگاه آزاداسلامی، تبریز، ایران.
سامره زیرکی: گروه برنامه‌ریزی درسی، واحد مرند، دانشگاه آزاداسلامی، مرند، ایران.
فاطمه کنگری: گروه برنامه‌ریزی درسی، واحد مرند، دانشگاه آزاداسلامی، مرند، ایران.
[1] نویسندۀ مسئول: سعید ایرانی
آدرس پست‌الکترونیک: saeed.irani7@gmail.com
تلفن: 0949216093
اطلاعات مقاله | چکیده |
تاریخ دریافت: 04/05/1403 تاریخ پذیرش: 03/12/1403 شمارۀ صفحات: 100-90.
واژگان کلیدی: کارآمدی اجتماعی دانش‌آموزان عدم‌قطعیت سازگاری روانی تاب‌آوری
| هدف پژوهش حاضر، ارزیابی مدل کارآمدی اجتماعی دانش‌آموزان باتوجه‌به تحمل عدم‌قطعیت و سازگاری روانی و بادرنظرگرفتن نقش میانجی تاب‌آوری است. این مطالعه از نوع توصیفی-هم‌بستگی می‌باشد. جامعۀ آماری پژوهش شامل تمامی دانش‌آموزان شهرستان تبریز است‌که براساس آمار ادارۀ آموزش و پرورش در سال ۱۴۰۲شمسی، جمعیتی برابربا 868/692نفر را شامل می‌شود. حجم‌نمونه بااستفادهاز فرمول کوکران، ۳۳۰نفر محاسبه شد که بادرنظرگرفتن احتمال ریزش نمونه، ۴۰۰نفر انتخاب گردید. نمونه‌گیری به روش خوشه‌ای چندمرحله‌ای انجام گرفت. ابزارهای گردآوری اطلاعات شامل پرسش‌نامه‌های کارآمدی اجتماعی، تحمل عدم‌قطعیت، سازگاری شناختی و تاب‌آوری می‌باشند. برای تحلیل داده‌ها از نرم‌افزار SPSS جهت آمار توصیفی و AMOS برای آزمون فرضیه‌ها با بهره‌گیری از مدل‌سازی معادلات ساختاری استفاده شد. نتایج نشان‌دادکه مقدار آمارۀ سوبل برای مسیر «تحمل عدم‌قطعیت→تاب‌آوری→کارآمدی اجتماعی»، برابربا 459/10 و مقدار p کمتر از 05/0 است‌که بیانگر معناداری اثر غیرمستقیم می‌باشد. همچنین، آمارۀ سوبل برای مسیر «سازگاری روانی→تاب‌آوری→کارآمدی اجتماعی»، برابربا 135/17 و مقدار p کمتر از 05/0 بوده که نشان‌دهندۀ معناداری این اثر غیرمستقیم است. |
استناد: ایرانی، سعید. فرزان، ایلین. زیرکی، سامره. کنگری، فاطمه. (1404). ارزیابی مدل کارآمدی اجتماعی دانش‌آموزان براساس تحمل عدم‌قطعیت و سازگاری روانی با نقش میانجی تاب‌آوری. فصلنامۀ تغییرات اجتماعی-فرهنگی، دورۀ 22، شمارۀ 2؛ (پیاپی 86)، 100-90.
DOI: | |
مقدمه
در جهان پرتلاطم معاصر که باسرعتی بی‌سابقه درحال دگرگونی و پیچیده‌تر شدن است، چالش‌های روان‌شناختی، اجتماعی و فرهنگی بیش‌از گذشته بر مسیر رشد و شکوفایی افراد تأثیرگذار شده‌اند. دگرگونی‌های ساختاری در نظام‌های اجتماعی و اقتصادی، درکنار گسترش نامعلومی‌ها و پیش‌بینی‌ناپذیری‌های روزافزون، زمینه‌ای فراهم آورده‌اند که درآن، توانمندی‌های روانی و اجتماعی افراد به یکی‌از تعیین‌کننده‌ترین عوامل در موفقیت تحصیلی، سازگاری اجتماعی و رشد فردی مبدل گشته‌اند (فیضی و دیگران، 1391: 277). کارآمدی اجتماعی در ساده‌ترین تعریف خود، نشانگر قابلیت فرد در برقراری تعامل‌های مؤثر، حل مسائل پیچیده اجتماعی، و ایفای نقش فعال و مسئولانه در جامعه است (مصلح، فرید، 1400: 125). بااین‌حال، این سازه صرفاً محدود به مهارت‌های بین‌فردی نیست، بلکه تجلی یکپارچگی ابعاد شناختی، هیجانی، و رفتاری فرد در تعامل با محیط اجتماعی می‌باشد (حوصله‌دار صابر، صفری، اکبری‌گوابری، 1400: 55). در محیط‌های آموزشی، به‌ویژه در میان دانش‌آموزان، کارآمدی اجتماعی نه‌تنها با موفقیت تحصیلی در ارتباط است، بلکه عاملی اساسی در شکل‌گیری هویت، تاب‌آوری دربرابر فشارهای تحصیلی، و مهارت‌های زندگی مؤثر تلقی می‌شود. به‌طورخاص، دو متغیر روان‌شناختی مهم، یعنی تحمل عدم‌قطعیت و سازگاری روانی، به‌عنوان عواملی زمینه‌ساز و تقویت‌کنندۀ کارآمدی اجتماعی، نقش بارزی ایفاء می‌کنند. تحمل عدم‌قطعیت به‌سان توانایی فرد درمواجهه‌با موقعیت‌های مبهم و ناپایدار تعریف می‌شود و با فراهم‌آوردن انعطاف‌پذیری ذهنی و کاهش واکنش‌های هیجانی منفی دربرابر شرایط ناشناخته، بستری مناسب برای تصمیم‌گیری‌های سنجیده و تعامل مؤثر فراهم می‌سازد. ازسوی، سازگاری روانی که نشان‌دهندۀ انعطاف‌پذیری فرد در تنظیم پاسخ‌های هیجانی و رفتاری متناسب با ارزش‌ها و موقعیت‌های جدید است، به فرد کمک می‌کند تا در شرایط استرس‌زا عملکرد مطلوبی از خود نشان دهد و از آسیب‌های روانی مصون بماند. دراین بین، تاب‌آوری به‌عنوان سازه‌ای میانجی و تقویتی، حلقۀ ارتباطی میان تحمل عدم‌قطعیت، سازگاری روانی و کارآمدی اجتماعی را تشکیل می‌دهد. تاب‌آوری به فرد امکان می‌دهد تا پس‌از مواجهه‌با ناکامی‌ها، فشارها و بحران‌ها، نه‌تنها به تعادل روانی بازگردد، بلکه از تجارب منفی برای رشد، یادگیری و ارتقاء شخصیتی بهره گیرد. این ظرفیت روان‌شناختی، عامل مهمی در تسهیل رفتارهای سازگارانه، گسترش مهارت‌های مقابله‌ای و درنهایت دستیابی به سطوح بالاتری از کارآمدی اجتماعی است. پژوهش حاضر درپی آن است تا با تلفیق نظریه‌های روان‌شناختی و شواهد تجربی، به‌بررسی روابط ساختاری بین این متغیرها پرداخته و مدلی کارآمد برای تبیین کارآمدی اجتماعی دانش‌آموزان براساس تحمل عدم‌قطعیت و سازگاری روانی با نقش میانجی تاب‌آوری ارائه دهد.
- پرسش پژوهش
1. مناسب‌ترین مدل برای تبیین کارآمدی اجتماعی دانش‌آموزان براساس تحمل عدم‌قطعیت، سازگاری روانی و تاب‌آوری کدام است؟
پیشینۀ تحقیق
محمد سلطانی‌زاده، سارا مرتضویان و زهره لطیفی (1402)، در پژوهش «پیش‌بینی اهمال‌کاری تحصیلی براساس تاب‌آوری تحصیلی، عدم تحمل بلاتکلیفی، کمال‌گرایی مثبت و منفی: نقش واسطه‌ای اجتناب تجربه‌ای»؛ با بهره‌مندی از روش توصیفی-هم‌بستگی، مبتنی‌بر مدل‌سازی معادلات ساختاری است. شرکت‌کنندگان دانشجویان دانشگاه پیام‌نور اصفهان که در دسترس بودند انتخاب شدند. داده‌ها بااستفادهاز 3ابزار شامل مقیاس عدم تحمل بلاتکلیفی، پرسشنامه اجتناب تجربه‌ای و پرسشنامه کمال‌گرایی مثبت و منفی گردآوری شد. یافته‌ها نشان داد که عدم تحمل بلاتکلیفی هم‌بستگی مثبت با کمال‌گرایی منفی و هم‌بستگی منفی با کمال‌گرایی مثبت دارد، و این روابط ازطریق متغیر میانجی اجتناب تجربه‌ای تقویت می‌شوند. نتیجۀ این پژوهش تأکید دارد که فرایندهای هیجانی و شناختی میانجی می‌توانند نقش مهمی در اثرگذاری عدم تحمل بلاتکلیفی بر متغیرهای روان‌شناختی دیگر ایفاء کنند (سلطانی‌زاده، مرتضویان، لطیفی، 1402: 67-49). نوشین پرماسی به‌اتفاق (1401)، در بررسی «اثربخشی برنامۀ آموزشی ادراک از محیطِ مدرسه بر تاب‌آوری و سازگاری اجتماعی دانش‌آموزانِ دختر»؛ پژوهش ازنوع نیمه‌تجربی با طرح پیش‌آزمون و پس‌آزمون با گروه کنترل بود. جامعۀ آماری شامل دانش‌آموزان دورۀ دوم متوسطه شهر بوکان که به روش نمونه‌گیری در دسترس انتخاب شدند. ابزارهای مورداستفاده شامل پرسش‌نامآ تاب‌آوری و سازگاری اجتماعی بود. پس‌از اجرای 8جلسه مداخلۀ آموزشی، نتایج تحلیل کوواریانس نشان‌دادکه این آموزش به‌طور معناداری موجب افزایش سطح تاب‌آوری و همچنین بهبود سازگاری اجتماعی در دانش‌آموزان گروه آزمایش شده است. این یافته حاکی‌از آن است‌که تاب‌آوری می‌تواند به‌عنوان یک سازوکار مؤثر برای ارتقاء کیفیت روابط اجتماعی و روانی دانش‌آموزان عمل کند (پرماسی و دیگران، 1401: 11-1). شیاوشیاو شو1 و همکاران (2023)، باعنوان “The Chain Mediating Role Of Psychological Resilience And Neuroticism Between Intolerance Of Uncertainty And Perceived Stress Among Medical University Students In Southwest China”؛ به‌بررسی نقش میانجیگری زنجیره‌ای تاب‌آوری روان‌شناختی و نوروتیسیزم (عصب‌گرایی)، در رابطۀ میان عدم تحمل بلاتکلیفی و استرس ادراک‌شده پرداخت‌اند. و با شرکت ۶۷۲دانشجوی چینی انجام شده، از ابزارهایی مانند مقیاس عدم تحمل بلاتکلیفی (IUS)، مقیاس تاب‌آوری کانر و دیویدسون، مقیاس نوروتیسیزم (NEO) و مقیاس استرس ادراک‌شده (PSS)، استفاده شده است. تحلیل مدل معادلات ساختاری نشان‌دادکه بین عدم تحمل بلاتکلیفی و استرس ادراک‌شده یک رابطۀ غیرمستقیم معنادار وجود دارد که ازطریق کاهش تاب‌آوری و افزایش عصب‌گرایی شکل می‌گیرد. به‌عبارت‌دیگر، افرادی که توان تحمل شرایط مبهم و غیرقطعی را ندارند، معمولاً از سطح تاب‌آوری پایین‌تری برخوردارند و این کاهش تاب‌آوری، احتمال بروز ویژگی‌های روان‌رنجورانه (مانند اضطراب و واکنش‌پذیری هیجانی)، را افزایش داده و درنهایت منجربه افزایش استرس ادراک‌شده می‌شود. این پژوهش به‌خوبی نشان می‌دهد که تاب‌آوری به‌عنوان یک متغیر میانجی در مسیر اثرگذاری تحمل بلاتکلیفی بر پیامدهای منفی روان‌شناختی نقش دارد (Xu et al., 2023: 1-9).
ادبیات و مبانی‌نظری
کارآمدی اجتماعی به توانایی فرد برای برقراری روابط مؤثر با دیگران، درک موقعیت‌های اجتماعی، حل تعارضات بین‌فردی، و مشارکت فعال در امور اجتماعی اطلاق می‌شود. در نظریه‌های تحول‌نگر، این مفهوم به‌عنوان شاخصی از رشد روانی-اجتماعی افراد و به‌ویژه نوجوانان در نظر گرفته می‌شود (خالق‌خواه و دیگران، 1394: 155). آلبرت بندورا2 (1997م)، در نظریۀ خودکارآمدی، بر نقش باور به توانمندی در اجرای رفتارهای موفق تأکید دارد که می‌تواند به‌صورت مشخص در تعاملات اجتماعی نیز نمود یابد. کارآمدی اجتماعی دانش‌آموزان برپایۀ عواملی همچون خودآگاهی، آگاهی اجتماعی، تنظیم هیجانات، مهارت‌های ارتباطی، و مسئولیت‌پذیری اجتماعی بنا شده است (قنبری، پورشهریاری، 1395: 82). اهمیت این سازه در محیط‌های مدرسه‌ای به‌ویژه درمواجهه‌با تنش‌ها، قلدری، اضطراب تحصیلی و کاهش انگیزۀ تحصیلی بیش‌ازپیش آشکار شده است. تحمل عدم‌قطعیت، سازه‌ای روان‌شناختی است‌که به میزان توانایی فرد در پذیرش شرایط مبهم، متغیر و غیرقابل‌پیش‌بینی اشاره دارد (شاطریان‌محمدی، علیزاده، نیکوکار، 1392: 33). افراد با سطح بالای تحمل عدم‌قطعیت، از انعطاف‌پذیری شناختی بیشتری برخوردار بوده و در تصمیم‌گیری و حل‌مسئله عملکرد بهتری دارند. درمقابل، افراد دارای تحمل پایین، بیشتر مستعد اضطراب، اجتناب، و ارزیابی‌های منفی از آینده هستند. النا آنتوناكوپولو3 (2009م)، بیان می‌کند که این توانایی می‌تواند به‌عنوان یک مهارت پایه‌ای در محیط‌های آموزشی مدنظر قرار گیرد، چراکه بسیاری از موقعیت‌های مدرسه‌ای با ابهام و فشارهای روانی همراه هستند (سلیمانی، شیخ‌الاسلامی، موسوی، 1395: 105). طوری‌که تحمل عدم‌قطعیت می‌تواند به کاهش رفتارهای اجتنابی، افزایش انگیزۀ کاوش و پذیرش تفاوت‌ها منجر شود و از این مسیر، کارآمدی اجتماعی را ارتقاء بخشد (Barrett et al., 2013: 689). سازگاری روانی که در ادبیات (ACT)4، نیز جایگاه برجسته‌ای دارد، به توانایی فرد برای زیستن در لحظۀ حال، پذیرش هیجانات منفی و عمل هدفمند مبتنی‌بر ارزش‌ها گفته می‌شود (ابراهیمی‌بادشتیانی، طلایی، حبیب، 1403: 105). این سازه، برخلاف انعطاف‌ناپذیری روان‌شناختی که بر اجتناب تجربی و همجوشی شناختی استوار است، به‌عنوان عاملی مهم در عملکرد بهنجار روانی درنظر گرفته می‌شود (دبدبه، 1400: 79-47). درواقع، سازگاری روانی توانایی انطباق با چالش‌های محیطی را افزایش داده و با تقویت منابع درونی، افراد را برای رویارویی با موقعیت‌های تهدیدآمیز آماده می‌سازد. ازاین‌رو، سازگاری روانی نه‌تنها خود عاملی تسهیل‌گر در کارآمدی اجتماعی است، بلکه می‌تواند زمینه‌ساز شکل‌گیری تاب‌آوری نیز باشد (کوزولین، 1392: 28). تاب‌آوری مفهومی چندوجهی است‌که به ظرفیت روانی فرد برای بازگشت به تعادل پس‌از رویدادهای تنش‌زا یا آسیب‌زا اشاره دارد. نورمن گارمزی5 و آن اس. ماستن6 (2016م) و کاترین ام. کانر7 و جاناتان آر. تی. دیویدسون8 (2003م)، تاب‌آوری را نه به‌عنوان ویژگی‌ای ثابت، بلکه به‌مثابه فرایندی پویا در پاسخ به شرایط تهدیدآمیز توصیف می‌کنند. براین اساس، افراد تاب‌آور نه‌تنها مقاومت بیشتری در برابر فشارها دارند، بلکه از رویدادهای منفی برای رشد روانی بهره می‌برند (غفاری، عباس‌زاده، 1397: 85). به‌بیانی، تاب‌آوری به‌عنوان عاملی پیش‌بین در سلامت‌روان و عملکرد اجتماعی نوجوانان معرفی شده است. همچنین شواهد حاکی‌از آن است‌که تاب‌آوری نقش میانجی بین متغیرهایی چون سازگاری روانی و کارآمدی اجتماعی ایفاء می‌کند و می‌تواند مسیر اثرگذاری تحمل عدم‌قطعیت را نیز تعدیل کند.
مواد و روش‌تحقیق
این پژوهش که ازنظر هدف، کاربردی و ازنظر روش، توصیفی-هم‌بستگی است، بااستفادهاز فرضیه‌های مشخص، به‌بررسی ارزیابی مدل کارآمدی اجتماعی دانش‌آموزان براساس تحمل عدم‌قطعیت و سازگاری روانی با نقش میانجی تاب‌آوری در بین دانش‌آموزان شهرستان تبریز می‌پردازد. جامعۀ آماری پژوهش، شامل 868/692 دانش‌آموز شهرستان تبریز (سال تحصیلی 1402شمسی، براساس آمار ادارۀ آموزش‌وپرورش)، می‌باشد برپایۀ (جدول 1).
جدول 1. جامعۀ آماری گسترۀ مطالعه-(مأخذ: یافته‌های پژوهشی، 1403)
تعداد مدارس: 077/8مدرسه |
تعداد كلاس درس: 813/32كلاس |
تعداد كل دانش‌آموزان: 868/692نفر |
تعداد دانش‌آموزان دختر: 278/329نفر |
تعداد دانش‌آموزان پسر: 590/363نفر |
حجم‌نمونه بااستفادهاز فرمول کوکران و بادرنظرگرفتن سطح خطای 5% و ضریب اطمینان 95%، برابربا 330نفر محاسبه شد. با احتساب 400نفر جهت جبران احتمالی ریزش نمونه، از روش نمونه‌گیری خوشه‌ای چندمرحله‌ای، داده‌ها جمعآوری گردیدند. ابزار جمع آوری اطلاعات شامل پرسش‌نامه‌های به‌قرار: (پرسش‌نامۀ کارآمدی اجتماعی)؛ هر سؤال دارای ۷گزینه شامل: کاملاً موافقم، موافقم، تاحدی موافقم، نظری ندارم، تاحدی مخالفم، مخالفم و کاملاً مخالفم، می‌باشد و آزمودنی باید گزینه‌ای را انتخاب کند که بیشتر بیانگر احساسات و نظرات او باشد. روش نمره‌گذاری به‌شیوۀ لیکرتی بوده و از سیستم ۱تا۷ پیروی می‌کند؛ به‌این‌ترتیب که اگر آزمودنی گزینۀ کاملاً مخالفم را انتخاب کند نمرۀ ۱، مخالفم نمرۀ ۲،تاحدی مخالفم ۳، نظری ندارم ۴، تاحدی موافقم ۵، موافقم ۶ و کاملاً موافقم نمرۀ ۷ می‌گیرد. همچنین سؤالات شمارۀ ۳، ۶، ۸، ۹، ۱۱، ۱۲، ۱۵، ۱۶، ۲۱، ۲۵، ۲۶، ۲۸، ۳۲، ۳۶، ۳۷، ۳۸، ۴۳، ۴۴ و ۴۵ به‌صورت معکوس نمره‌گذاری می‌شود، به‌این صورت که به کاملاً موافقم نمرۀ ۱ و به کاملاً مخالفم نمرۀ ۷ تعلق می‌گیرد. پرسشنامه شامل: 4مؤلفه عامل مهارت‌های رفتاری (34گویه، طیف نمره‌دهی 238-34) ،عامل آمایه‌های انگیزش و انتظارات (7گویه، طیف نمره‌دهی 49-7)، عامل مهارت‌های شناختی (3گویه، طیف نمره‌دهی 21-3)، و عامل کفایت هیجانی (3گویه، طیف نمره‌دهی 21-3)، می‌باشد. در کل پرسشنامه 47گویه دارد. کسب نمرۀ بالا نشان‌دهندۀ بالابودن کارآمدی اجتماعی و برعکس می‌باشد. (پرسش‌نامۀ تحمل عدم‌قطعیت)؛ 16سؤال و در 3بُعد می‌باشد و براساس طیف لیکرت (کاملاً موافقم=4 تا کاملاً مخالفم=0)، نمره‌گذاری شده است. دراین پژوهش منظور از تحمل عدم‌قطعیت نمره‌ای است‌که نمونۀ موردمطالعه به سؤالات 16گویه‌ای پرسشنامة تحمل عدم‌قطعیت می‌دهند. برپایۀ (جدول 2).
جدول 2. تبیین پرسش‌نامۀ تحمل عدم‌قطعیت -(مأخذ: یافته‌های پژوهشی، 1403)
مؤلفه‌های پرسشنامه | سؤالات |
تازگی و بداعت | 1 تا 4 |
پیچیدگی | 5 تا 13 |
مسائل غیرقابل حل | 14 تا 16 |
(پرسش‌نامۀ سازگاری شناختی(CFI) )؛ مشتمل‌بر ۲۰سؤال می‌باشد. برای ارزیابی میزان پیشرفت فرد در کار بالینی و غیربالینی و برای ارزیابی میزان پیشرفت فرد در ایجاد تفکر انعطاف‌پذیر در درمان شناختی-رفتاری افسردگی و سایر بیماری‌های روانی به‌کار می‌رود. این پرسشنامه دارای مقیاس 5درجه‌ای لیکرت است. (کاملاً مخالف، مخالفم، تاحدی مخالفم، نه موافق و نه مخالفم، تاحدی موافقم، موافقم، کاملاً موافقم: 7). نمره‌گذاری معکوس: سؤالات 2، 4، 7، 9، 11 و 17، به‌طور معکوس نمره‌گذاری می‌شود) کاملاً مخالف، مخالفم، تاحدی مخالفم، نه موافق و نه مخالفم، تاحدی موافقم، موافقم، کاملاً موافقم: 1). (پرسشنامه تاب‌آوری)؛ شامل 25گویه با مقیاس لیکرت 5درجه‌ای از 0 (کاملاً نادرست) تا 4 (همیشه درست)، بوده و نمرۀ کل آن در دامنۀ 0 تا 100 قرار می‌گیرد؛ به‌طوری‌که نمرات بالاتر نشانگر تاب‌آوری بیشتر فرد هستند. این پرسشنامه دارای 5عامل اصلی به‌مثابۀ تصور کفایت فردی، اعتماد به غرایز، تحمل عاطفه منفی، پذیرش مثبت تغییر و روابط ایمن، و کنترل و معنویت است. پایایی این ابزار با آلفای کرونباخ 89/0 و پایایی بازآزمایی 87/0 در فاصله 4هفته‌ای توسط جاناتان آر. تی. کونور9 و چارلز دیویدسون10، ابداع این پرسشنامه تأیید شده است. همچنین پس‌از گردآوری داده‌ها برای توصیف و تجزیه‌وتحلیل داده‌ها از 2روش آماری استفاده شد. آمار توصیفی؛ به‌منظور جمعآوری و طبقه‌بندی داده‌ها و محاسبه شاخص‌های آماری ازجمله فراوانی نسبی، میانگین، واریانس و انحراف معیار بااستفادهاز نرم‌افزار SPSS 22، استفاده شد. آمار استنباطی؛ دراین پژوهش برای آزمون فرضیه‌ها از مدل‌سازی معادلات ساختاری بااستفادهاز نرم‌افزار Amos 22، بهره گرفته شد.
بحث و یافته‌های تحقیق
دراین قسمت ابتدا به‌بررسی توصیفی متغیرها و سپس به ارزیابی فرضیه‌های پژوهش پرداخته شد. استفاده‌از آمار توصیفی به‌منظور تلخیص اطلاعات جمعآوری شده و شناخت بیشتر متغیرها بااستفادهاز شاخص‌های آماری موردبررسی صورت پذیرفته است و هدف آن نیز توصیف، استخراج نکات اساسی و ترکیب داده‌ها به کمک زبان اعداد می‌باشد. در تبیین نتایج تحلیل توصیفی متغیرها برپایۀ (جدول 3)، به‌منظور ارزیابی سؤالات لازم است آماره‌های چولگی و کشیدگی متغیرها جهت ارزیابی نرمال بودن توزیع داده‌ها موردآزمون قرار گیرد.
جدول 3. نتایج تحلیل توصیفی برای متغیرهای تحقیق-(مأخذ: یافته‌های پژوهشی، 1403)
کمترین | بیشترین | میانگین | انحراف معیار | کشیدگی | چولگی | متغیر |
1/33 | 5/000 | 3/85 | 0/728 | -0/616 | 0/549 | تاب‌آوری |
1 | 5 | 4/04 | 0/933 | -0/874 | 0/564 | تأثیرات معنوی |
1 | 5 | 3/75 | 0/960 | -0/405 | -0/250 | تصور شایستگی فردی |
1 | 5 | 3/81 | 0/959 | -0/555 | 0/097 | اعتمادبه غرایز فردی |
1 | 5 | 3/63 | 1/052 | -0/507 | -0/307 | تحمل عاطفۀ منفی |
1 | 5 | 3/74 | 0/957 | -0/357 | -0/445 | پذیرش مثبت تغییر و روابط ایمن |
1 | 5 | 4/18 | 0/927 | -1/156 | 0/982 | کنترل |
1/25 | 5/00 | 3/96 | 0/728 | -0/764 | 0/512 | کارآمدی اجتماعی |
1 | 5 | 4/17 | 0/772 | -0/865 | 1/116 | آمایه‌های انگیزشی |
1 | 5 | 3/96 | 0/864 | -0/917 | 1/240 | مهارت‌های هیجانی |
1 | 5 | 3/93 | 0/869 | -0/365 | -0/409 | مهارت شناختی |
1 | 5 | 3/80 | 0/980 | -0/765 | 0/528 | مهارت رفتاری |
1/000 | 5/000 | 3/93 | 0/662 | -0/741 | 1/247 | تحمل عدم‌قطعیت |
1 | 5 | 3/75 | 1/005 | -0/685 | 0/157 | مسائل غیر قابل حل |
1 | 5 | 4/10 | 0/917 | -1/079 | 1/246 | تازگی و بدائت |
1 | 5 | 3/97 | 0/778 | -0/606 | 1/037 | پیچیدگی |
1/62 | 5/000 | 3/91 | 0/599 | -0/741 | 1/168 | سازگاری روانی |
1 | 5 | 3/87 | 1/011 | -0/878 | 0/788 | جایگزین رفتارهای انسانی |
1 | 5 | 3/96 | 0/833 | -1/003 | 1/872 | کنترل |
1 | 5 | 4/06 | 0/848 | -0/739 | 0/617 | جایگزین‌ها |
چولگی برآورد شده برای کلیۀ متغیرها در یک بازۀ نرمال قرار دارد. جهت تحلیل یافته‌های فوق می‌توان اینگونه بیان نمود که متغیرهای فوق از توزیع نرمال برخوردار بوده و می‌توان در تحلیل عاملی (معادلات ساختاری بارویکرد کواریانس محور)، از سؤالات موردنظر استفاده نمود. به‌طورخاص از آزمون کولموگروف–اسمیرنوف جهت بررسی توزیع داده‌ها استفاده شد برپایۀ (جدول 4). باتوجه‌به اینکه داده‌ها نرمال هستند از آزمون‌های پارامتریک استفاده شد.
جدول 4. آزمون کولموگروف–اسمیرنوف-(مأخذ: یافته‌های پژوهشی، 1403)
نتیجه گیری | آمارۀ KS | سطح معنی‌داری | متغیر |
توزیع نرمال | 0/082 | 0/083 | تاب‌آوری |
توزیع نرمال | 0/229 | 0/070 | تأثیرات معنوی |
توزیع نرمال | 0/205 | 0/072 | تصور شایستگی فردی |
توزیع نرمال | 0/214 | 0/071 | اعتماد به غرایز فردی |
توزیع نرمال | 0/225 | 0/070 | تحمل عاطفه منفی |
توزیع نرمال | 0/212 | 0/068 | پذیرش مثبت تغییر و روابط ایمن |
توزیع نرمال | 0/255 | 0/078 | کنترل |
توزیع نرمال | 0/138 | 0/068 | کارآمدی اجتماعی |
توزیع نرمال | 0/256 | 0/065 | آمایه‌های انگیزشی |
توزیع نرمال | 0/287 | 0/065 | مهارت‌های هیجانی |
توزیع نرمال | 0/210 | 0/072 | مهارت شناختی |
توزیع نرمال | 0/245 | 0/069 | مهارت رفتاری |
توزیع نرمال | 0/137 | 0/078 | تحمل عدم‌قطعیت |
توزیع نرمال | 0/247 | 0/068 | مسائل غیر قابل حل |
توزیع نرمال | 0/247 | 0/068 | تازگی و بدائت |
توزیع نرمال | 0/267 | 0/067 | پیچیدگی |
توزیع نرمال | 0/056 | 0/086 | سازگاری روانی |
توزیع نرمال | 0/221 | 0/071 | جایگزین رفتارهای انسانی |
توزیع نرمال | 0/299 | 0/064 | کنترل |
توزیع نرمال | 0/234 | 0/070 | جایگزین‌ها |
باتوجه‌به اینکه آمارۀ کلموگروف-اسمیرنف در تمام متغیرها در بازۀ موردقبول (96/1- تا 96/1+)، قرار دارند داده‌ها نرمال بوده و از آنجایکه سطح معناداری (sig)، در تمام موارد از مقدار خطا (05/0)، بزرگتر است می‌توان ادعا نمود که توزیع داده‌های مربوط‌به متغیرها نرمال است.
پیش‌از ارزیابی مدل ساختاری ارائه شده، لازم است معناداری وزن رگرسیونی (بار عاملی)، سازه‌های مختلف پرسشنامه و همچنین ابعاد آن‌ها در پیش‌بینی گویه‌های مربوطه، بررسی شده تا از برازندگی مدل‌های اندازه‌گیری و قابل‌قبول بودن نشان‌گرهای آن‌ها در اندازه‌گیری سازهها اطمینان حاصل شود. این مهم، بااستفادهاز تکنیک تحلیل عاملی اکتشافی مرتبۀ دوم (EFA) و نرم‌افزار AMOS، به‌انجام رسید. جهت تعیین پایایی دراین پژوهش از شاخص‌های ضریب آلفای کرونباخ معیار پایایی ترکیبی (CR)، استفاده شده است. روایی سۀالات بااستفادهاز شاخص میانگین واریانس استخراج شده (AVE)، موردتأیید قرار گرفت برپایۀ (جدول 5).
جدول 5. روایی و پایایی سازه-(مأخذ: یافته‌های پژوهشی، 1403)
متغیر | سطح آماره پایایی مرکب (CR) | ضریب آلفای کرونباخ | میانگین واریانس استخراج شده (AVE) |
تاب‌آوری | 0/943 | 0/927 | 0/857 |
کارآمدی اجتماعی | 0/868 | 0/798 | 0/907 |
تحمل عدم‌قطعیت | 0/860 | 0/755 | 0/819 |
سازگاری روانی | 0/935 | 0/917 | 0/841 |
مقدار پایایی ترکیبی متغیرهای تحقیق باتوجه‌به آنکه از مقدار استاندارد 7/0 بزرگتر است موردتأیید قرار گرفته است. این امر بیانگر آن است‌که مدل از نظر اعتبار بیرونی قابل‌قبول است و می‌توان به ابعاد ساختاری مدل استناد نمود. مطابق با جدول بالا ضریب آلفای کرونباخ برای تمام سازهها موردنظر بالاتر از 7/0 است‌که حاکی‌از پایایی مناسب مدل دارد. لازم به ذکر است‌که روایی همگرایی مدل پژوهش باتوجه‌به بزرگتر بودن مقادیر واریانس‌های استخراجی برای متغیرها از مقدار 5/0 تأیید شد. برپایۀ (جدول 6)، مقادیر آمارۀ z در سطح اطمینان 95/0 از مقدار بحرانی 96/1 بزرگتر است‌که نشان می‌دهد بارهای عاملی برآورد شده معنی‌دار هستند.
جدول 6. تخمین استاندارد مدل-(مأخذ: یافته‌های پژوهشی، 1403)
سطح معناداری | انحراف معیار | مقدار آمارۀ z | بار عاملی | متغیر | تبیین |
001/0 | 0/036 | 11/639 | 0/687 | تأثیرات معنوی | تاب‌آوری |
001/0 | 0/036 | 11/382 | 0/716 | تصور شایستگی فردی | |
001/0 | 0/033 | 11/063 | 0/749 | اعتماد به غرایز فردی | |
001/0 | 0/041 | 11/103 | 0/739 | تحمل عاطفه منفی | |
001/0 | 0/030 | 10/385 | 0/790 | پذیرش مثبت تغییر و روابط ایمن | |
001/0 | 0/058 | 12/945 | 0/331 | کنترل | |
001/0 | 0/029 | 12/079 | 0/623 | آمایه‌های انگیزشی | کارآمدی اجتماعی |
001/0 | 0/024 | 9/240 | 0/830 | مهارت‌های هیجانی | |
001/0 | 0/023 | 8/804 | 0/848 | مهارت شناختی | |
001/0 | 0/036 | 10/845 | 0/757 | مهارت رفتاری | |
001/0 | 0/072 | 12/468 | 0/336 | مسائل غیر قابل حل | تحمل عدم‌قطعیت |
001/0 | 0/082 | 3/839 | 0/801 | تازگی و بدائت | |
001/0 | 0/047 | 7/474 | 0/636 | پیچیدگی | |
001/0 | 0/067 | 12/169 | 0/453 | جایگزین رفتارهای انسانی | سازگاری روانی |
001/0 | 0/042 | 10/626 | 0/612 | کنترل | |
001/0 | 0/048 | 4/635 | 0/821 | جایگزین‌ها |
شاخص‌های نیکویی برازش مدل ساختاری برپایۀ (جدول 7)، بوده و تبیین مطلوب را نشان می‌دهد.
جدول 7. شاخص‌های نیکویی برازش مدل-(مأخذ: یافته‌های پژوهشی، 1403)
نام شاخص | مقدار مطلوب | مقدار نمایش داده شده در مدل |
درجۀ آزادی (df) | - | 99 |
کای اسکوئر χ2)) | 2 df ≤ χ2≤ 3 df | 201/163 |
کای اسکوئر بهینه شده (χ2،df)) | از 3 کمتر | 648/1 |
نیکوئی برازش (GFI) | 8/0 به بالا | 839/0 |
ریشۀ میانگین مربعات باقی مانده(RMR) | زیر 09/0 | 077/0 |
شاخص برازش تطبیقی (CFI) | 9/0 به بالا | 948/0 |
ریشۀ میانگین مربعات خطای برآورد (RMSEA) | زیر 08/0 | 043/0 |
شاخص نیکویی برازش ایجازی (PCFI) | بین 6/0 تا 1 | 664/0 |
شاخص برازش ایجازی هنجارشده PNFI)) | بین 6/0 تا 1 | 632/0 |
فرضیۀ اصلی؛ تحمل عدم‌قطعیت، سازگاری روانی روان‌شناختی با میانجیگری تاب‌آوری بر کارآمدی اجتماعی دانش‌آموزان تأثیر معنی‌داری دارند. به‌منظور ارزیابی این فرضیه ابتدا کلیۀ روابط مسقیم بین متغیرها موردبررسی قرار می‌گیرد برپایۀ (جدول 8)، و سپس بااستفادهاز آزمون سوبل روابط میانجی موردواکاوی قرار می‌گیرد برپایۀ (جدول 9).
جدول 8. فرضیۀ اصلی؛ روابط مستقیم بین متغیرها-(مأخذ: یافته‌های پژوهشی، 1403)
متغیر | ضریب مسیر | مقدار آمارۀ t | P-VALUE |
تحمل عدم‌قطعیت--> کارآمدی اجتماعی | 131/0- | 125/2 | 046/0 |
سازگاری روانی--> کارآمدی اجتماعی | 154/0 | 346/2 | 031/0 |
تاب‌آوری--> کارآمدی اجتماعی | 529/0 | 385/7 | 001/0 |
تحمل عدم‌قطعیت-->تاب‌آوری | 469/0 | 401/4 | 001/0 |
سازگاری روانی-->تاب‌آوری | 574/0 | 299/7 | 001/0 |
جدول 9. فرضیۀ اصلی؛ آزمون سوبل و مدل با اثرات مستقیم و میانجی-(مأخذ: یافته‌های پژوهشی، 1403)
روابط مستقیم | ضریب بتا استاندارد نشده (β) | خطای استاندارد (S.E) | آمارۀ سوبل | P-VALUE |
تحمل عدم‌قطعیت-->تاب‌آوری | 0/623 | 0/049 | 10/459 | 0/001 |
تاب‌آوری-->کارآمدی اجتماعی | 0/699 | 0/038 | ||
سازگاری روانی-->تاب‌آوری | 1/131 | 0/024 | 17/135 | 0/001 |
تاب‌آوری--> کارآمدی اجتماعی | 0/699 | 0/038 |
فرضیات فرعی؛ تحمل عدم‌قطعیت با میانجیگری تاب‌آوری بر کارآمدی اجتماعی دانش‌آموزان اثر معناداری دارند. باتوجه‌به اینکه روابط مستقیم بین متغیرها ازنظر آماری معنی‌دار است. طوری‌که می‌توان نقش میانجی متغیر تاب‌آوری را موردبررسی قرار داد. از آزمون سوبل جهت ارزیابی این فرضیه استفاده شد برپایۀ (جدول 10). و در سازگاری روانی روان‌شناختی با میانجیگری تاب‌آوری بر کارآمدی اجتماعی دانش‌آموزان اثر معناداری دارند. مبنی‌بر اینکه روابط مستقیم بین متغیرها ازنظر آماری معنی‌دار بود می‌توان نقش میانجی متغیر تاب‌آوری را موردتفحص قرار داد. از آزمون سوبل جهت ارزیابی این فرضیه استفاده شد. برپایۀ (جدول 10).
جدول 10. فرضیۀ فرعی (1)؛ آزمون سوبل و مدل با اثرات مستقیم و میانجی-(مأخذ: یافته‌های پژوهشی، 1403)
روابط مستقیم | ضریب بتا استاندارد نشده (β) | خطای استاندارد (S.E) | آمارۀ سوبل | P-VALUE |
تحمل عدم‌قطعیت-->تاب‌آوری | 0/623 | 0/049 | 10/459 | 0/001 |
تاب‌آوری--> کارآمدی اجتماعی | 0/699 | 0/038 |
جدول 11. فرضیۀ فرعی (2)؛ آزمون سوبل و مدل با اثرات مستقیم و میانجی-(مأخذ: یافته‌های پژوهشی، 1403)
روابط مستقیم | ضریب بتا استاندارد نشده (β) | خطای استاندارد (S.E) | آمارۀ سوبل | P-VALUE |
سازگاری روانی -->تاب‌آوری | 1/131 | 0/024 | 17/135 | 0/001 |
تاب‌آوری-->کارآمدی اجتماعی | 0/699 | 0/038 |
نتیجه‌گیری و ارائۀ پیشنهادها
یافته‌های حاصل ازاین پژوهش که دربین دانش‌آموزان شهر تبریز انجام گرفته است، نشان می‌دهد که متغیرهای روان‌شناختی همچون تحمل عدم‌قطعیت و سازگاری روانی نقش مؤثری در ارتقاء کارآمدی اجتماعی ایفاء می‌کنند. براساس نتایج تحلیل مدل مفهومی، این دو مؤلفه نه‌تنها به‌صورت مستقیم با کارآمدی اجتماعی مرتبط هستند، بلکه به‌واسطۀ متغیر تاب‌آوری نیز تأثیرگذاری معناداری از خود نشان می‌دهند. تحمل عدم‌قطعیت، به‌عنوان یکی‌از ابعاد مهم ظرفیت روان‌شناختی فرد درمواجهه‌با موقعیت‌های مبهم و پرتنش، با تسهیل سازوکارهای مقابله‌ای، ازجمله افزایش تاب‌آوری، نقش مهمی در بهبود تعاملات اجتماعی دانش‌آموزان دارد. دراین مطالعه، مشخص شد که هرچه میزان تحمل عدم‌قطعیت بالاتر باشد، میزان تاب‌آوری افزایش یافته و درنتیجه، فرد قادر است با موقعیت‌های دشوار به‌صورت سازگارانه‌تر و مؤثرتر برخورد کند. این موضوع زمینه‌ساز دستیابی به سطح بالاتری از کارآمدی اجتماعی می‌شود. درکنار آن، سازگاری روانی که به توانایی فرد در پذیرش شرایط، انعطاف‌پذیری شناختی و تنظیم رفتار براساس ارزش‌ها و مقتضیات موقعیتی اشاره دارد، نیز در تعامل با تاب‌آوری، عاملی تعیین‌کننده در شکل‌گیری رفتارهای اجتماعی سازگارانه تلقی می‌شود. یافته‌ها حاکی از آن است‌که سازگاری روانی، ازطریق ارتقاء تاب‌آوری، به بهبود عملکرد اجتماعی و بین‌فردی دانش‌آموزان منجر می‌شود. تحلیل‌های آماری، به‌ویژه استفاده‌از آزمون سوبل، نقش میانجیگری تاب‌آوری را در روابط بین این متغیرها به‌طور معناداری تأیید کرد. بدین‌معناکه تاب‌آوری به‌عنوان یک سازۀ واسطه‌ای، مسیر تأثیر تحمل عدم‌قطعیت و سازگاری روانی بر کارآمدی اجتماعی را هموار کرده و با تعدیل اثرات منفی موقعیت‌های تنش‌زا، سبب ارتقاء ظرفیت‌های اجتماعی در دانش‌آموزان شده است. نتایج این پژوهش نشان می‌دهد که طراحی برنامه‌های مداخله‌ای و آموزشی با محوریت تاب‌آوری و مهارت‌های اجتماعی می‌تواند نقش مؤثری در بهبود سلامت‌روان و افزایش کفایت اجتماعی دانش‌آموزان در محیط‌های آموزشی شهر تبریز ایفاء کند. این برنامه‌ها می‌توانند شامل کارگاه‌های گروهی، آموزش مهارت‌های مقابله‌ای، مشاوره روان‌شناختی و فعالیت‌های تقویت‌کنندۀ روابط بین‌فردی باشند. درنهایت، یافته‌های پژوهش حاضر بر اهمیت تدوین سیاست‌های آموزشی مبتنی‌بر ارتقاء مؤلفه‌های روان‌شناختی تأکید دارند. سیاست‌گذاران و متولیان آموزش و پرورش می‌توانند با توسعۀ راهبردهای جامع، مبتنی‌بر تقویت تاب‌آوری، افزایش تحمل ابهام، و ارتقاء سازگاری روان‌شناختی، زمینه‌ساز رشد همه‌جانبۀ دانش‌آموزان و ارتقاء کیفیت زندگی روانی-اجتماعی آنان در بستر آموزش رسمی شوند.
منابع
− ابراهیمی‌بادشتیانی، فاطمه. طلایی، آویده. حبیب، فرح. (1403). تبیین اصول و معیارهای طراحی مدارس مهارت‌محور. فصلنامۀ علمی‌پژوهشی-معمار شهر، دورۀ 3، شمارۀ 10، 119-103.
− پرماسی، نوشین. سام‌مهر، وحید. مام‌قادری، کامران. کاک‌درویشی، اسرین. (1401). اثربخشی برنامۀ آموزشی ادراک از محیط مدرسه بر تاب‌آوری و سازگاری اجتماعی دانش‌آموزان دختر. هفتمین کنفرانس ملی نوآوری و تحقیق در مدیریت، روان‌شناسی و آموزش‌وپرورش، تهران-ایران،11-1.
− حوصله‌دار صابر، ریحانه. صفری، حسین. اکبری‌گوابری، بهمن. (1400). بررسی و تحلیل عوامل کالبدی مؤثر بر نقشۀ ذهنی کودکان از محیط‌های آموزشی (مطالعه‌موردی: مقطع دوم مدارس ابتدایی شهر رشت). فصلنامۀ علمی‌پژوهشی-مطالعات محیطی هفت‌حصار، دورۀ 10، شمارۀ 37، 64-51.
− خالق‌خواه، علی. رضایی‌شریف، علی. زاهدبابلان، عادل. هاشمی، سیده‌زهرا. (1394). بررسی اثربخشی آموزش یادگیری مشارکتی از نوع جیگ ساو بر خودتنظیمی و انگیزش تحصیلی دانش‌آموزان ابتدایی. فصلنامۀ علمی‌پژوهشی-مطالعات آموزش و یادگیری، دورة 2، شمارۀ 2؛ (پیاپی 1/69)، 182-154.
− دبدبه، محمد. (1400). طراحی براساس ادراک و رفتارانسانی. چاپ‌اول، تهران: انتشارات طحان‌گستر.
− سلطانی‌زاده، محمد. مرتضویان، سارا. لطیفی، زهره. (1402). پیش‌بینی اهمال‌کاری تحصیلی براساس تاب‌آوری تحصیلی، عدم تحمل بلاتکلیفی، کمال‌گرایی مثبت و منفی: نقش واسطه‌ای اجتناب تجربه‌ای. فصلنامۀ علمی‌پژوهشی-مطالعات روان‌شناسی تربیتی، دورۀ 20، شمارۀ 51، 67-49.
− سلیمانی، اسماعیل. شیخ‌الاسلامی، علی. موسوی، مهناز. (1395). اثربخشی هوش‌هیجانی بر کفایت اجتماعی و تنظیم هیجانی دانش‌آموزان زورگو (غیرمنضبط). فصلنامۀ علمی‌پژوهشی-روان‌شناسی تربیتی، دورة 12، شمارۀ 47، 128-103.
− شاطریان‌محمدی، فاطمه. علیزاده، فاطمه. نیکوکار، اعظم. (1392). تأثیر تحمل ابهام بر باورهای فراشناختی و درگیری تحصیلی دانشجویان. فصلنامۀ علمی‌پژوهشی-راهبردهای شناختی در یادگیری، دورة 1، شمارۀ 1، 47-31.
− غفاری، اسلام. عباس‌زاده، خداویردی. (1397). تحلیلی بر رشد شناختی ژان پیاژه. چاپ‌اول، چاراویماق: انتشاات اخلاق الهی.
− فیضی، آوات. محبوبی، طاهر. زارع، حسین. مصطفایی،علی. (1391). رابطۀ هوش‌شناختی و تحمل ابهام با کارآفرینی در دانشجویان دانشگاه پیام‌نور استان آذربایجان غربی. فصلنامۀ علمی‌پژوهشی-تحقیقات علوم‌رفتاری، دورة 10، شمارۀ 4؛ (پیاپی 25)، 284-276.
− قنبری، حمیده، پورشهریاری، مه‌سیما. (1395). سبک‌های شوخ‌طبعی، هوش‌هیجانی و کفایت اجتماعی در دانشجویان. فصلنامۀ علمی‌پژوهشی اندیشه‌های نوین تربیتی، دورۀ 12، شمارۀ 3، 108-79.
− کوزولین، آلکس. (1392). خلوتگه سایه‌ها: روان‌شناسی هنر و سیر و تحول اندیشه‌های ویگوتسکی. ترجمۀ حبیب‌الله قاسم‌زاده، چاپ‌اول، تهران: انتشارات ارجمند.
− مصلح، سیدقاسم. فرید، ابولفضل. (1400). مدل ساختاری رابطۀ ادراک جوّ مدرسه و رفتارهای برونی‌سازی‌شده با نقش واسطۀ شایستگی اجتماعی-هیجانی. فصلنامۀ علمی‌پژوهشی-پژوهش‌‌های علوم‌شناختی و رفتاری، دورۀ 11، شمارۀ 2؛ (پیاپی 21)، 138-123.
− Barrett, Peter. Zhang, Yufan. Moffat, Joanne. Kobbacy, Khairy. (2013). A Holistic, Multi-Level Analysis Identifying The Impact Of Classroom Design On Pupils’ Learning. Journal OF Building And Environment, 59(1): 678-689.
− Xu, Xiaoxiao. Yan, Xiaofan. Zha, Qianhui. Xu, Chen. (2023). The Chain Mediating Role Of Psychological Resilience And Neuroticism Between Intolerance Of Uncertainty And Perceived Stress Among Medical University Students In Southwest China. BMC Psychiatry 23(1): 1-9.
[1] Xiaoxiao Xu
[2] Albert Bandura
[3] Elena P. Antonacopoulou
[4] Acceptance And Commitment Therapy
[5] Norman Garmezy
[6] Ann S. Masten
[7] Kathryn M. Connor
[8] Jonathan R. T. Davidson
[9] Lonathan R.T. Connor
[10] Charles Davidson
