نقش واسطه‌ای امید تحصیلی در رابطۀ بین خودهای ممکن و اهمال‌کاری تحصیلی دانشجومعلمان

شناخت تسهیل‌کننده‌ها و موانع پیشرفت دانش‌آموزان، دانشجویان و به‌ طور کلی فراگیران، یکی از حوزه‌های فعالیت روان‌شناسی تربیتی است. از جملۀ عوامل مختل‌کننده‌ای‌که در فرایند یادگیری و رسیدن به اهداف آموزشی مورد توجه نظریه‌پردازان و پژوهشگران روان‌شناسی تربیتی قرار گرفته‌اند، اهمال‌کاری تحصیلی است. این سازه از نگاه اختصاصی به سازۀ اهمال‌کاری، در حوزۀ تعلیم‌‌وتربیت حاصل‌ شده است. اهمال‌کاری به‌ عنوان الگوی رفتار غیرمنطقی و تأخیر در انجام وظایف بررسی شده است (Steel, 2007). تأخیر در انجام وظایف به دلایل گوناگون، به عنوان اهمال‌کاری شناخته می‌شود (Yazıcı & Bulut, 2015). راثبلوم و همکاران اهمال‌کاری تحصیلی را به معنای تمایل دائمی و مداوم فراگیران برای اجتناب از انجام وظایف و تکالیف تحصیلی تعریف‎‌ کرده‌اند. اهمال‌کاری تحصیلی شامل فرار از انجام به‌موقع تکالیف، عدم آمادگی برای امتحانات و نوشتن مقالات و تکالیف در آخرین روزهای مهلت مقرر است که معمولاً با اضطراب همراه است (Rothbolom et al.,1986). اهمال‌کاری تحصیلی به‌ عنوان تمایلی غیرمنطقی برای به تأخیر انداختن شروع یا تکمیل تکالیف تحصیلی تعریف می‌شود. این اهمال‌کاری همراه با رفتارهای نامطلوب دیگری مانند عدم انجام تکالیف یا انجام آنها در آخرین لحظه، به محدودکردن زمان کسب آمادگی برای آزمون‌ها و تکالیف منجر می‌شود (Park & Sperling, 2009).

در همین راستا، مطالعات پیشین مجموعه‌ای از پیشایندها و پیامدهای روان‌شناختی این سازه را شناسایی کرده‌اند. متغیرهایی همچون اضطراب تحصیلی، عزت‌نفس کم، خودکارآمدی ضعیف، خودپندارۀ تحصیلی منفی و انگیزش پیشرفت کم با افزایش اهمال‌کاری تحصیلی مرتبط دانسته شده‌اند(‌, 2007‌Alexander & Onwuegbuzi; Klassen et al., 2008; San et al., 2016 ).

 در مقابل، سطوح بالاتر خودکارآمدی، خودکنترلی، خودتنظیمی و امید تحصیلی نقش محافظتی در برابر اهمال‌کاری تحصیلی ایفا می‌کنند (Gadosey et al., 2023; Hen & Goroshit, 2014 ).

در سال‌های اخیر، توجه پژوهشگران از بررسی صرف متغیرهای فردی به سوی چارچوب‌های نظری آینده‌نگر معطوف شده است. یکی از این چارچوب‌های مهم مفهوم «خودهای ممکن» است. خودهای ممکن به خودپنداره‌های‌ آیندۀ افراد اشاره دارد. خودهای ممکن را می‌توان به‌ عنوان نمایشی شناختی از آرمان‌ها، جاه‌طلبی‌ها، انگیزه‌ها و نگرانی‌های پایدار فرد تصور کرد. به تعریف دیگر، خودهای ممکن مفهومی است که ایده‌های افراد دربارۀ اینکه چه چیزی ممکن است بشوند، چه چیزی دوست دارند و از چه چیزی می‌ترسند را نشان می‌دهد. این مؤلفه‌های شناختی با امیدها، ترس‌ها، اهداف و تهدیدها مرتبط هستند و شکل، معنا، سازمان و جهت‌گیری خاص خود را به این پویایی‌ها ارائه می‌کنند (Markus & Nurius, 1986). کارکرد خودهای احتمالی به ‌عنوان انگیزه‌ای برای رفتار آینده است، زیرا باید به آنها نزدیک شد یا از آنها اجتناب کرد. همچنین، این خودها زمینۀ ارزیابی و تفسیر را برای دیدگاه فعلی از خود فراهم می‌کنند ( Dunkel, & Kerpelman, 2006).

مفهوم خودهای ‌ممکن تأکید ‌می‌کند ما با یک خود ممکن ‌واحد سروکار نداریم، بلکه با مجموعه‌ای چندعنصری از احتمالات درک‌شده سروکار داریم. انواع خودهای ممکن را می‌توان به خودهای امیدوار و خودهای ترسناک طبقه‌بندی کرد. خودهای‌ امیدوار به طور مثبت ارزیابی می‌شوند و با امید پیش‌‌بینی می‌شوند، در حالی ‌که خودهای ترسناک احتمالاتی هستند که فرد دوست دارد از آنها اجتناب کند و آنها را به ‌عنوان تهدید‌کنندۀ ‌بالقوه درک کند (Bak, 2015). نظریۀ خودهای ممکن نشان می‌دهد مربی باید بر روی کمک ‌به‌ متربی برای تصور شخصی که می‌تواند به آن تبدیل شود تمرکز کند، نه بازتولید آنچه خود مربی فکر می‌کند شخص باید به آن تبدیل شود (Kelley et al., 2023). با ‌توجه‌ به ماهیت خودهای ممکن، به نظر می‌رسد میزان تعهد و مسئولیت‌پذیری افراد نسبت به اهداف و وظایفشان به طرزی چشمگیر تحت ‌تأثیر وضعیت‌های ممکنی است که برای خود در نظر می‌گیرند. به‌ عبارت‌ دیگر، تصورات ممکن افراد از آینده ممکن است بر تعهد و مسئولیت‌پذیری افراد تأثیرگذار باشد. خودهای ممکن می‌توانند بر انتظارات افراد، رفتارهای مدنظر و نتایج بلندمدت تأثیر بگذارند (Henderson et al., 2018).

شواهد پژوهشی نشان می‌دهد دانشجویانی که خودهای ممکن مثبت، روشن و واقع‌بینانه‌ای دارند، در مقایسه با همسالان خود، سطوحی بالاتر از انگیزش تحصیلی، خودتنظیمی و پایداری در انجام تکالیف نشان می‌دهند (Oyserman et al., 2006). این افراد معمولاً تصویری روشن از موفقیت‌های آیندۀ خود دارند و همین امر موجب می‌شود در مواجهه با دشواری‌های تحصیلی، کمتر به تعویق‌ورزی روی آورند (Simon et al., 2020; Shaked & Altarac, 2022). در مقابل، خودهای ممکن منفی، مبهم یا غیرواقع‌بینانه می‌توانند زمینه‌ساز اجتناب از تکالیف تحصیلی و افزایش اهمال‌کاری شوند (Sirois, 2004).

خود ممکن پیشایند و پیامدهایی مختلف دارد. یکی از این متغیرها امید تحصیلی است (Henderson et al., 2018). مطالعات نشان می‌دهند خودهای ممکن می‌توانند بر امید تحصیلی و خودتنظیمی تأثیر بگذارند که به سهم خود، می‌توانند بر اهمال‌کاری تحصیلی تأثیر بگذارند. از سوی دیگر، امید تحصیلی یکی از عوامل مؤثر بر اهمال‌کاری تحصیلی است (Bozgün & Baytemir, 2021). با توجه ‌به نظریۀ امید اسنایدر، امید تحصیلی نقشی مهم در تعیین اهداف تحصیلی توسط دانش‌آموزان دارد. این امید به ایجاد رویه‌هایی برای دست‌یابی به اهداف و حفظ تفکر عاملیت در طول مسیر تحصیلی اشاره دارد. به ‌عبارت ‌دیگر، امید تحصیلی به دانش‌آموزان کمک می‌کند تا انگیزه و انرژی لازم را در طول مسیر تحصیلی حفظ کنند (Snyder, 2002).

پژوهش‌ها نشان داده‌اند امید تحصیلی با پیامدهایی مثبت مانند پیشرفت تحصیلی بالاتر، خودتنظیمی بهتر، افزایش پایداری تحصیلی و کاهش اضطراب تحصیلی همراه است (Dami et al., 2020). افزون بر این، امید تحصیلی به طرزی معنادار با کاهش اهمال‌کاری تحصیلی مرتبط است و می‌تواند به عنوان عاملی محافظتی در برابر تعویق‌ورزی تحصیلی عمل کند (Gadosey et al., 2023). برخی از مطالعات نیز نشان داده‌اند امید تحصیلی نقش میانجی در رابطۀ بین خودکارآمدی تحصیلی و اهمال‌کاری تحصیلی ایفا می‌کند (Halmahera & Darminto, 2022).

با وجود ادبیات پژوهشی نسبتاً گسترده دربارۀ هر یک از سازه‌های اهمال‌کاری تحصیلی، خودهای ممکن و امید تحصیلی، این متغیرها معمولاً به ‌صورت جداگانه بررسی شده‌اند و تعداد پژوهش‌هایی که به‌ طور هم‌زمان روابط میان آنها را در قالب یک مدل علّی یکپارچه بررسی کرده باشند، محدود است. به ‌ویژه، نقش واسطه‌ای امید تحصیلی در رابطۀ بین خودهای ممکن و اهمال‌کاری تحصیلی کمتر مورد توجه قرار گرفته و این امر خلأ معناداری در ادبیات پژوهشی ایجاد کرده است.

بر این اساس، پژوهش حاضر با هدف بررسی رابطۀ بین خودهای ممکن و اهمال‌کاری تحصیلی با تأکید بر نقش واسطه‌ای امید تحصیلی در میان دانشجویان انجام شده است (شکل 1). انتظار می‌رود نتایج این پژوهش، ضمن گسترش چارچوب‌های نظری در حوزۀ روان‌شناسی تربیتی، شواهدی کاربردی برای طراحی مداخلات آموزشی و روان‌شناختی مؤثر در راستای کاهش اهمال‌کاری تحصیلی و ارتقای درگیری و پیشرفت تحصیلی دانشجویان فراهم آورد. مدل پیشنهادی پژوهش به‌ صورت زیر در نظر گرفته و بررسی شد و این پژوهش درصدد آزمون فرضیه‌های زیر برآمد:

• خودهای ممکن با امید تحصیلی رابطۀ مثبت دارند.
• خودهای ممکن با اهمال‌کاری تحصیلی رابطۀ منفی دارند.
• امید تحصیلی با اهمال‌کاری تحصیلی رابطۀ منفی دارد.
• امید تحصیلی در رابطۀ میان خودهای ممکن با اهمال‌کاری تحصیلی نقش واسطه‌ای ایفا می‌کند‌.

شکل 1

مدل پیشنهادی پژوهش

Fig. 1

Proposed Research Model

روش

روش پژوهش، جامعۀ آماری و نمونه: این مطالعه توصیفی از نوع همبستگی بود که طی آن، برازش مدل علّی روابط بین اهمال‌کاری تحصیلی، خودهای ‌ممکن و امید تحصیلی بررسی شد. در این مدل، خودهای ممکن به عنوان متغیر برون‌زاد، امید تحصیلی به عنوان متغیر واسطه‌ای و اهمال‌کاری تحصیلی به عنوان متغیر درون‌زاد در نظر گرفته شدند. جامعۀ آماری این پژوهش متشکل از همة دانشجویان پسر و دختر رشته‌های مختلف تحصیلی دانشگاه فرهنگیان پردیس خواجه نصیرالدین طوسی (پسران) و پردیس شهید باهنر (دختران) استان کرمان بود که در سال تحصیلی 1402-1403 مشغول به تحصیل بودند که مطابق آمار دانشگاه، 2983 نفر اعلام شد. به ‌منظور انتخاب مشارکت‌کنندگان، از روش نمونه‌گیری خوشه‌ای چند مرحله‌ای استفاده شد و در هر رشته، 3 کلاس به‌ صورت تصادفی انتخاب و سپس تمام دانشجویان حاضر در کلاس ارزیابی شدند. هرچند دربارۀ حجم نمونۀ بهینه برای چنین پژوهش‌هایی توافق عمومی وجود ندارد، بر اساس توصیه‌های کلاین مبنی بر انتخاب 20 نفر به‌ازای هر پارامتر (Kline, 1998) و همچنین، با توجه‌ به پیشنهاد کلاین به انتخاب 5برابری تعداد پرسش‌ها در این نوع پژوهش (Kline, 1990) با در نظر گرفتن ریزش احتمالی و افزایش دقت نمونه، نمونه‌ای متشکل از 430 نفر انتخاب شدند. از این تعداد، با توجه ‌به توزیع جمعیتی دانشجویان، در پردیس‎های دوگانه، 250 نفر را پسران و 180 نفر دختران را تشکیل می‌دادند. ملاک‌های ورود به پژوهش شامل دانشجوی دانشگاه فرهنگیان بودن و رضایت آگاهانه بودند، ملاک‌های خروج از پژوهش نیز عدم تکمیل پرسشنامه‌ها و عدم همکاری در پژوهش انتخاب شدند.

ابزارهای سنجش: مقیاس امید به تحصیل[1] فرم دانشجویی توسط خرمایی و کمری (1400)  با 25 گویه، 4 خرده‌مقیاس و هدف سنجش امید به تحصیل طراحی شد که عنوان و شمارۀ گویۀ خرده‌مقیاس‌ها به شرح زیر است: عامل اول: امید به کسب فرصت‌ها؛ 7 گویه: 1، 2، 3، 4، 5، 7 و 12. عامل دوم: امید به کسب مهارت‌های زندگی؛ 8 گویه: 6، 14، 15، 17، 18، 20، 21 و 23. عامل سوم: امید به سودمندی دانشگاه؛ 6 گویه: 8، 9، 10، 19، 22 و 25. عامل چهارم: امید به کسب شایستگی؛ 4 گویه: 11، 13، 16 و 24. نمره‌گذاری این مقیاس با استفاده از طیف لیکرت 5درجه‌ای است؛ به این صورت که به پاسخ کاملاً موافقم نمرۀ 5 و کاملاً مخالفم نمرۀ 1 تعلق می‌گیرد. کمترین نمره 25 و بیشترین نمره 125 است. در این مقیاس، نمرۀ بالاتر امید تحصیلی بیشتر را نشان می‌دهد و برعکس. همچنین، گویه‌های 8، 9، 10، 19، 22 و 25 به صورت معکوس نمره‌گذاری می‌شوند. برای به دست آوردن نمرۀ کل، نمرۀ به‌دست‌آمده در هر کدام از خرده‌مقیاس‌ها با هم جمع می‌شوند. در پژوهش خرمایی و کمری (1400)، پایایی این مقیاس با استفاده از روش آلفای کرونباخ برای خرده‌مقیاس امید به کسب فرصت‌ها مقدار 86/0، خرده‌مقیاس امید به کسب مهارت‌های زندگی مقدار 84/0، خرده‌مقیاس امید به سودمندی دانشگاه مقدار 75/0، خرده‌مقیاس امید به کسب شایستگی مقدار 80/0 و برای کل مقیاس مقدار 90/0 گزارش شد. این پژوهشگران شواهدی دال بر روایی همگرای پرسشنامۀ امید به تحصیل ارائه کرده‌اند. در پژوهش حاضر، به منظور بررسی روایی مقیاس امید تحصیلی، تحلیل عاملی تأییدی استفاده شد و نتایج تحلیل نشان داد مدل از برازشی مطلوب برخوردار است. همچنین، تمامی ماده‌های مؤلفه‌ها دارای بارهای عاملی قابل قبول هستند.

پرسشنامۀ اهمال‌کاری تحصیلی[2] توسط سولومون و راثبلوم برای بررسی اهمال‌کاری در سه حوزۀ آماده‌کردن تکالیف، آمادگی برای امتحان و آماده‌شدن برای مقاله‌های پایان ‌ترم ساخته شد (Solomon & Rothblum, 1984). مقیاس شامل 21 گویه بود که افزون بر 21 گویۀ اصلی، 6 گویه نیز برای سنجش دو ویژگی احساس ناراحتی از اهمال‌کاربودن و تمایل به تغییر عادت تعلل‌ورزی در نظر گرفته شده‌اند. همچنین، در این پرسشنامه، گویه‏های «2 – 4 – 6 – 11 – 13 – 15 – 16 – 21 – 23 – 25» به صورت معکوس نمره‌گذاری می‏شوند. برای به دست آوردن نمرۀ کل، نمرات به‌دست‌آمده در هر کدام از سه مؤلفه با هم جمع می‌شوند. برای پرسشنامۀ اهمال‌کاری تحصیلی از طریق همسانی درونی توسط سولومون و راثبلوم ضریب آلفای کرونباخ 64/0 گزارش شده ‌است. همچنین، این پژوهشگران روایی این پرسشنامه را با استفاده از همبستگی درونی 84/0 و مطلوب گزارش کرده‌اند (Solomon & Rothblum, 1984). در ایران نیز، خامسان و شیرزادی (1389) در بررسی خود، ضریب پایایی را با روش آلفای کرونباخ برای این مقیاس 91/0 و نوری امام‌زاده و نیلوفروشان (1395) آن را 82/0 گزارش کرده‌اند. نامیان و حسینچاری (1390) ضریب پایایی پرسشنامه را به روش آلفای کرونباخ 73/0 به دست آوردند. روایی پرسشنامه در پژوهش جوکار و دلاورپور (1386) با استفاده از روش تحلیل عاملی مطلوب گزارش‌ شده است. در پژوهش حاضر، به منظور بررسی روایی پرسشنامۀ اهمال‌کاری تحصیلی، تحلیل عاملی تأییدی استفاده شد و نتایج تحلیل نشان داد مدل از برازشی مطلوب برخوردار است. همچنین، نتایج نشان داد تمامی ماده‌های مؤلفه‌ها دارای بارهای عاملی قابل قبول هستند. همچنین، برای تعیین پایایی از آلفای کرونباخ استفاده شد. ضرایب حاصل برای نمرۀ کل آزمون، آماده‌شدن برای امتحان، آماده‌شدن برای تکالیف و آماده‌شدن برای مقاله، به ترتیب 89/0، 65/0، 79/0 و 79/0 به دست آمدند.

پرسشنامۀ توازن خودهای ممکن شامل 36 گویه است که سه حوزۀ اهداف مربوط به خود در حال و آینده؛ وظایف مربوط به خود در حال و آینده و نگرانی‌های مربوط به خود در رابطه با دست‌یابی به اهداف فردی را در یک طیف لیکرت پنج‌درجه‌ای ارزیابی می‌کند (زادشیر و همکاران، 1399). نحوۀ نمره‌گذاری پرسشنامۀ توازن خودهای ممکن به این صورت است که نمره‌های هر حوزه با هم جمع و بر عدد سه تقسیم می‌شوند. عدد حاصل نمرة توازن خودهای ممکن فرد محسوب می‌شود. نمره‌های بالاتر نشانۀ توازن بالاتر و نمره‌های پایین‌تر نشانة توازن پایین‌تر است. زادشیر و همکاران (1399) برای این ابزار ضرایب آلفای کرونباخ را در دامنه‌ای از 79/0 تا 88/0 گزارش کردند. در پژوهش حاضر، به منظور بررسی روایی پرسشنامۀ توازن خودهای ممکن، تحلیل عاملی تأییدی استفاده شد و نتایج تحلیل نشان داد مدل از برازشی مطلوب برخوردار است. همچنین، برای تعیین پایایی از آلفای کرونباخ استفاده شد. ضرایب حاصل برای نمرۀ کل آزمون، اهداف مربوط به خود، وظایف مربوط به خود و نگرانی‌های مربوط به خود، به ترتیب 89/0، 80/0، 86/0 و 85/0 به دست آمدند.

روش اجرا و تحلیل: پس از نمونه‌گیری، اهداف پژوهش به طور مختصر برای شرکت‌کنندگان پژوهش توضیح داده شد و این نکته به آنان یادآوری شد که پاسخ آنان به پرسش‌های پژوهش محرمانه خواهد بود و فقط در راستای اهداف پژوهش حاضر استفاده خواهد شد؛ بنابراین، شرکت‌کنندگان با رضایت کامل و آگاهانه وارد پژوهش شدند. در ادامه، پرسش‌نامه‌ها در اختیار آنها قرار گرفتند که پس از جمع‌آوری داده‌ها و حذف پرسشنامه‌های مخدوش و همچنین حذف داده‌های پرت چندمتغیری، 396 نفر نمونۀ نهایی باقی ماندند. در این پژوهش، به منظور تجزیه‌وتحلیل داده‌ها در بخش آمار توصیفی از نرم‌افزار آماری SPSS (نسخۀ 26) و سپس، برای بررسی فرضیه‌ها و مدل پژوهش از روش مدل‌یابی معادلات ساختاری و نرم‌افزارAMOS (نسخۀ 29) استفاده شد.

یافته‌ها‌

برای بررسی اطلاعات توصیفی متغیرهای پژوهش حاضر، میانگین، انحراف معیار، حداقل و حداکثر نمرات محاسبه شد که نتایج حاصل از آن در جدول 1 ارائه شده است.

جدول 1

اطلاعات توصیفی متغیرهای پژوهش

Table 1

Descriptive Information of Research Variables

برای بررسی ارتباط سادۀ بین متغیرهای پژوهش، همبستگی بین تمام متغیرها محاسبه شد که یافته‌های آن در جدول 2 ارائه شده است.

جدول 2

 ضرایب همبستگی بین متغیرهای پژوهش

Table 2

Correlation Coefficients between Research Variables

به منظور ارزیابی نرمال‌بودن توزیع داده‌های تک‌متغیری، کشیدگی و چولگی و به منظور ارزیابی مفروضۀ هم‌خطی‌بودن، عامل تورم واریانس و ضریب تحمل تک‌تک متغیرها بررسی شد که نتایج آن در جدول 3 قابل ‌مشاهده است.

جدول 3

کشیدگی، چولگی، عامل تورم واریانس و ضریب تحمل متغیرهای پژوهش

Table 3

Skewness, Kurtosis, Inflation Factor (VIF), and Tolerance Coefficient of the Research Variables

جدول 3 نشان می‌دهد مقادیر کشیدگی و چولگی هیچ یک از متغیرها از محدودۀ بین 2+ و 2- خارج نشده است. این مطلب بیانگر آن است که توزیع داده‌های مربوط به متغیرهای پژوهش از نرمال‌بودن تک‌متغیری انحراف آشکاری ندارد. از نظر کلاین، شاخص‌های چولگی و کشیدگی بین 2+ و 2- بیانگر عدم انحراف چشمگیر از مفروضۀ منحنی نرمال هستند (Kline, 2016). همچنین، نتایج جدول 3 نشان می‌دهد مسألۀ هم‌خطی‌بودن در بین متغیرهای پیش‌بین پژوهش رخ نداده است، زیرا مقادیر ضریب تحمل کمتر از 1/0 و مقادیر عامل تورم واریانس برای هر یک از متغیرهای پیش‌بین بالاتر از 10 نیستند (Mirza et al., 2006).

برای آزمون فرضیه‌های پژوهش، از روش مدل‌یابی معادلات ساختاری استفاده شد. مدل‌یابی معادلات ساختاری از دو بخش مدل اندازه‌گیری و مدل ساختاری تشکیل شده است. در این روش، ابتدا مدل اندازه‌گیری با استفاده از تحلیل عاملی تأییدی و سپس مدل ساختاری از طریق مدل‌یابی معادلات ساختاری ارزیابی می‌شود.

در مدل اندازه‌گیری، پرسش اساسی این بود که آیا هر یک از نشانگرها از توان لازم برای سنجش متغیرهای مکنون متناظر خود برخوردار هستند. برای پاسخ به این پرسش، تحلیل عاملی تأییدی با استفاده از نرم‌افزار AMOS و برآورد بیشینۀ احتمال (ML) به کار گرفته شد و نتایج تحلیل عاملی تأییدی هر کدام از اجزای مدل مطلوب بود. به این ترتیب، بر اساس شاخص‌های برازندگی حاصل از تحلیل عاملی تأییدی در ارزیابی مدل اندازه‌گیری پژوهش، چنین نتیجه‌گیری شد که متغیرهای مشاهده‌شده احتمالاً از توان لازم برای اندازه‌گیری متغیرهای مکنون متناظر خود برخوردار هستند.

بر اساس مبانی نظرى و پیشینۀ پژوهشی، مدلی طراحی شد که در آن، خودهای ممکن به عنوان متغیر برون‌زاد، اهمال‌کاری تحصیلی به عنوان متغیر درون‌زاد و امید تحصیلى به عنوان متغیر میانجی در نظر گرفته شدند. پس از ارزیابی مدل اندازه‌گیری، مدل ساختاری پژوهش با استفاده از روش مدل­یابی معادلات ساختاری مورد آزمون قرار گرفت. شاخص‌های برازش مدل نهایی پژوهش در جدول 4 گزارش شده‌اند که نتایج حاکی از این است که مدل ساختاری با داده‌های گردآوری‌شده برازش مطلوب دارد.

جدول 4  

شاخص‌های برازش مدل پژوهش

Table 4

Research Model Fit Indices

به منظور ارزیابی میزان برازش مدل پژوهش، از مجموعه‌ای از شاخص‌های متداول برازش شامل نسبت کای‌دو به درجۀ آزادی (χ²/df)، شاخص نیکویی برازش (GFI)، شاخص برازش تطبیقی (CFI)، شاخص برازش افزایشی (IFI)، شاخص نیکویی برازش تعدیل‌شده (AGFI)، شاخص برازش هنجارشده (NFI) و ریشۀ میانگین مربعات خطای برآورد (RMSEA) استفاده شد. بر اساس معیارهای پیشنهادی، مقدار χ²/df کمتر از 3 نشان‌دهندۀ برازش مناسب مدل است. همچنین، مقادیر بزرگ‌تر از 90/0 برای شاخص‌های GFI، CFI، IFI و NFI و مقادیر بزرگ‌تر از 80/0 برای شاخص AGFI، بیانگر برازش قابل قبول مدل هستند. افزون بر این، مقدار RMSEA کمتر از 08/0 نشان‌دهندۀ برازش مناسب مدل است (; Kline, 2016Hu & Bentler, 1999). با توجه به مقادیر گزارش‌شده در جدول 4، کلیۀ شاخص‌های برازش در دامنۀ قابل قبول قرار دارند و در نتیجه، برازش کلی مدل پژوهش تأیید می‌شود.

پس از تعیین برازش مدل، وزن رگرسیون متغیرهای پژوهش و اثرات مستقیم آنها در جدول 5 گزارش شده است.

جدول 5

ضرایب اثرات مستقیم موجود در مدل پژوهش

Table 5

Coefficients of Direct Effects in the Research Model

همان‌طور که در جدول 5 مشخص است، اثرات مستقیم خودهای ممکن بر امید‌تحصیلی و اهمال‌کاری تحصیلی و اثر مستقیم امید تحصیلی بر اهمال کاری تحصیلی معنادار است که در ادامه، به‌تفصیل هر یک از این یافته‌ها متناسب با هر فرضیه بررسی شده است.

در فرضیه‌های پژوهش چنین مطرح شده بود که خودهای ممکن با امید تحصیلی رابطۀ مثبت دارند. با بررسی اثرات مستقیم مدل پژوهشی در زمینة اثر مستقیم خودهای ممکن بر امید تحصیلی مشخص شد مسیر خودهای ممکن رابطۀ مثبت و معنا‌دار با اهمال‌کاری تحصیلى دانشجویان دارد (001/0>p، 52/0=β).

همچنین، در فرضیه‌ها چنین مطرح شده بود که خودهای ممکن با اهمال‌کاری تحصیلی رابطۀ منفی دارند. بررسی اثرات مستقیم خودهای ممکن بر اهمال‌کاری تحصیلی در تحلیل مدل معادلات ساختاری نشان داد مسیر خودهای ممکن داراى رابطۀ منفى و معنا‌دار با اهمال‌کاری تحصیلی دانشجویان است (001/0>p، 43/0- =β).

در فرضیۀ‌ دیگر چنین مطرح شده بود که امید تحصیلی با اهمال‌کاری تحصیلی رابطۀ منفی دارد. با توجه ‌به جدول 5 و بررسی اثرات مستقیم امید تحصیلی بر اهمال‌کاری تحصیلی، امید تحصیلی داراى رابطۀ منفى و معنادار با اهمال‌کاری تحصیلی دانشجویان است (01/0>p، 21/0- =β).

فرضیۀ ‌اصلی پژوهش چنین مطرح شده بود که امید تحصیلی در رابطۀ میان خودهای ممکن با اهمال‌کاری تحصیلی نقش واسطه‌ای ایفا می‌کند. به منظور بررسی معنا‌داری نقش واسطه‌ای امید تحصیلی در رابطۀ بین خودهای ممکن و اهمال‌کاری تحصیلی از دستور بوت‌استراپ در نرم‌افزار AMOS استفاده شد. جدول 6 دربردارندة اثرات مستقیم، غیرمستقیم و اثرات کلى متغیرهاى پژوهش است. همان‌گونه که در جدول 6 مشاهده می‌شود، خودهای ممکن از طریق امید تحصیلی (018/0=p، 108/0-=β)، با اهمال‌کاری تحصیلى به طور منفى ارتباط دارد.

جدول 6

ضرایب اثرات مستقیم، غیرمستقیم و کل خودهای ممکن بر اهمال‌کاری تحصیلی

Table 6

Coefficients of Direct, Indirect and Total Possible Selves Effects on Academic Procrastination

در ادامه، شکل 2 روابط ساختاری خودهای ممکن، امید تحصیلی و اهمال‌کاری تحصیلی را نشان می‌دهد. با توجه به این مدل، خودهای ممکن هم به صورت مستقیم و هم به صورت غیرمستقیم، با واسطۀ امید تحصیلی، اهمال‌کاری تحصیلی را تحت تأثیر قرار داده‌اند. بر اساس این مدل، می‌توان گفت متغیرهای امید تحصیلی و اهمال کاری تحصیلی در مجموع توانسته‌اند 32 درصد از واریانس اهمال‌کاری را تبیین کنند.

شکل 2

مدل نهایی

Fig. 2

The Final Model

بحث

  تحلیل‌های انجام‌شده برای بررسی فرضیۀ مبنی بر وجود ارتباط میان خودهای ممکن و اهمال‌کاری تحصیلی بیانگر ارتباط معنا‌دار و منفی خودهاى ممکن با اهمال‌کاری تحصیلی است. این یافته، همان‌طور که انتظار می‌رفت، با نتایج پژوهش‌های پیشین هم‌سو بود که تأثیر خودهای ممکن در زمینۀ تحصیلی را بررسی کرده بودند. یافته‌های مشابه با این نتایج در پژوهش‌های پیشین به دست آمده است(Leondari & Gonida, 2004; Marliyah et al., 2021; Montgomery et al., 2019; Oyserman et al., 2004; Oyserman et al., 2006; Oyserman & Fryberg, 2006; Sinaga & Normawati, 2023; Sirois, 2004; Ulfiani, 2021).

در تبین این یافته، می‌توان گفت خودهای ممکن می‌توانند به عنوان مکانیسم‌های شناختی عمل کنند که فرایند تصمیم‌گیری و رفتارهای هدف‌محور را تحت ‌تأثیر قرار می‌دهند (Nurius, 1991). وقتی فرد با موانعی در مسیر تحقق اهداف خود مواجه می‌شود، داشتن خودهای ممکن مثبت می‌تواند به او کمک کند راه‌هایی جایگزین و جدید برای دست‌یابی به هدف‌ها پیدا کند. این نگرش مثبت از خود می‌تواند اهمال‌کاری را کاهش دهد و فرد را به ادامۀ تلاش تشویق کند (Hoppmann et al., 2007). یکی از کارکردهای اساسی خودهای ممکن تحریک انگیزه و تعیین هدف‌های زندگی است. وقتی فردی تصوراتی مثبت و واقع‌بینانه‌ از خود در آینده دارد، به ‌احتمال زیاد اهدافی بلندمدت و ملموس تعیین می‌کند و تلاش‌هایی مداوم‌تر برای دست‌یابی به آنها انجام می‌دهد (Cross & Markus, 1991). این افراد معمولاً از اهمال‌کاری کمتری در مسائل تحصیلی رنج می‌برند؛ زیرا انگیزه و جهت‌دهی مشخصی به تلاش‌های خود دارند (Oyserman & James, 2011). در مقابل، خودهای ممکن منفی و اضطراب‌آور می‌توانند به افزایش اهمال‌کاری منجر شوند. فردی که نگرانی‌های زیادی دربارۀ آیندۀ خود دارد یا تصورات منفی از خود به عنوان دانشجو یا حرفه‌ای دارد، ممکن است از انجام تکالیف و پروژه‌های تحصیلی اجتناب کند (Sirois, 2004). این افراد به‌ جای مواجهه با چالش‌ها، تمایل دارند کارهای خود را به تعویق بیندازند تا از احساسات منفی موقتاً اجتناب کنند.

تبیین احتمالی که می‌توان مطرح کرد این است که وقتی فردی تصویر بسیار ایده‌آل و غیرواقعی از خود در آینده دارد، ممکن است احساس کند به این تصویر نمی‌رسد. این احساس ممکن است به ناامیدی و بی‌انگیزگی منجر شود و در نتیجه، فرد کارهای تحصیلی را به تعویق می‌اندازد. همچنین، اگر فاصلۀ بین تصویری که فرد از خود دارد و آن چیزی که واقعاً هست زیاد باشد، فرد ممکن است احساس کند شکست‌خورده است و دیگر نیازی به تلاش ندارد. این احساس نیز ممکن است به اهمال‌کاری منجر شود. علاوه بر این، داشتن تصویری منفی از خود ممکن است باعث شود فرد باور کند قادر به انجام کارهای تحصیلی نیست و در نتیجه، از انجام آنها اجتناب کند. اگر فرد باور نداشته باشد می‌تواند به اهداف تحصیلی خود برسد، ممکن است اهمال‌کاری کند. این باور منفی ممکن است ناشی از تجربیات گذشته، مقایسه با دیگران یا عوامل محیطی باشد. افرادی که به ‌جای تمرکز بر راه‌حل‌ها، بر موانع موجود تمرکز می‌کنند، بیشتر در معرض اهمال‌کاری هستند. فرض کنید دانشجویی تصویری بسیار ایده‌آل از خود به عنوان یک دانشجوی ممتاز دارد. او انتظار دارد همیشه نمرات عالی بگیرد و در تمام امتحانات موفق شود. با این‌ حال، وقتی در یک آزمون نمره‌ای خوب نمی‌گیرد، ممکن است احساس کند شکست‌خورده است و دیگر نیازی به تلاش بیشتر ندارد. در نتیجه، ممکن است درس‌خواندن را به تعویق بیندازد و به اهمال‌کاری روی آورد.

   تحلیل‌های انجام‌شده برای بررسی فرضیۀ مبنی بر وجود ارتباط میان امید تحصیلی و اهمال‌کاری تحصیلی بیانگر ارتباط معنا‌دار و منفی امید تحصیلی با اهمال‌کاری تحصیلی است. این یافته، همان‌طور که انتظار می‌رفت، با نتایج پژوهش‌های پیشین هم‌سو بود که تأثیر امید تحصیلی بر اهمال‌کاری تحصیلی را بررسی کرده‌اند. یافته‌های مشابه با این نتایج در پژوهش‌های پیشین به‌ دست ‌آمده است (Bozgün & Baytemir, 2021; Halmahra, 2022; Rozental et al., 2015; van Eerde, 2018).

بررسی و تبیین یافتۀ بالا نشان می‌دهد امید تحصیلی با میزان اهمال‌کاری دانش‌آموزان ارتباط دارد. امید یکی از پایه‌های اصولی توان و قدرت روانی است که مشخص‌کنندۀ دستاوردهای زندگی است. امید باور به یک آیندۀ بهتر است. امید به نیروی محرک داخلی خود سیستم فعالیت را تحریک می‌کند تا امکان کسب تجربیات جدید و ایجاد نیروهای تازه در سازمان را فراهم کند. این امر فرد را به تلاش و کوشش ترغیب می‌کند و باعث می‌شود تا به سطحی بالاتر از عملکردهای روحی و رفتاری نزدیک شود. امید زمانی ظاهر می‌شود که شخص تحت ‌فشارهای غیرمعمول و چالش‌برانگیز قرار گیرد و این امر باعث احساس امیدواری در فرد می‌شود؛ بنابراین، امید پس از بحران‌ها می‌تواند فرد را به آرامش بازگرداند و از اهمال‌کاری ممانعت کند.

امید تحصیلی باعث می‌شود دانشجویان اهداف واقع‌بینانه و دست‌یافتنی تعیین کنند. دانشجویانی که دارای سطوحی بالا از امید تحصیلی هستند، معمولاً انگیزه و انرژی بیشتری برای دست‌یابی به اهداف خود نشان می‌دهند. این انگیزه ممکن است باعث کاهش اهمال‌کاری شود؛ زیرا فرد معتقد است تلاش‌های او به موفقیت منجر خواهند شد (Lopez, 2014). همچنین، دانشجویانی که دارای تفکر مسیر قوی هستند، می‌توانند راه‌هایی مختلف برای دست‌یابی به اهداف خود شناسایی کنند. این توانایی به آنها کمک می‌کند تا حتی در مواجهه با موانع و چالش‌ها، راه‌حل‌های جایگزین پیدا کنند و از تعویق و اهمال‌کاری اجتناب کنند (Snyder, 2002). امید تحصیلی به دانشجویان کمک می‌کند تا با استرس و اضطراب‌های تحصیلی به شیوه‌ای مؤثرتر مقابله کنند. هنگامی که فردی دارای امید تحصیلی زیادی است، کمتر احتمال دارد که تکالیف را به تعویق بیندازد؛ به دلیل اینکه اعتمادبه‌نفس بیشتری در مواجهه با چالش‌ها و مدیریت استرس دارد (Snyder, 1994). افراد با امید تحصیلی زیاد احساس کنترل بیشتری بر روی اهداف و مسیرهای دست‌یابی به آنها دارند. این احساس کنترل به کاهش تعویق و اهمال‌کاری منجر می‌شود، زیرا فرد معتقد است توانایی تاثیرگذاری بر نتایج تحصیلی خود را دارد (Gallagher & Lopez, 2009).

بر اساس نظریه‌ها، می‌توان نتیجه‌گیری کرد امید تحصیلی نقشی مهم در کاهش اهمال‌کاری تحصیلی ایفا می‌کند. افزایش امید تحصیلی از طریق تقویت تفکر مسیر و تفکر عاملی و افزایش احساس کنترل، می‌تواند به کاهش اهمال‌کاری تحصیلی منجر شود. در نهایت، مداخلات روان‌شناختی و آموزشی که بر تقویت امید تحصیلی تمرکز دارند، می‌توانند به طور مؤثر به بهبود رفتارهای تحصیلی و کاهش اهمال‌کاری در دانشجویان کمک کنند.

تحلیل‌های انجام‌شده برای بررسی فرضیۀ مبنی بر وجود ارتباط میان خودهای ممکن و امید تحصیلی بیانگر ارتباط معنا‌دار و مثبت خودهاى ممکن بر اهمال‌کاری تحصیلی است. این یافته، همان‌طور که انتظار می‌رفت، با نتایج پژوهش‌های پیشین هم‌سو بود که تأثیر خودهای ممکن در زمینۀ تحصیلی را بررسی کرده بودند. یافته‌های مشابه با این نتایج در پژوهش‌های پیشین به دست آمده است(حاتمی و همکاران، 1404؛ Henderson et al., 2018; Oyserman et al., 2006; Sheldon & Lyubomirsky, 2004; Snyder et al., 2002). یافته‌های پژوهش‌ها در این زمینه نشان می‌دهد خودهای ممکن می‌توانند به ارتقای سطح هیجانات مثبت منجر شوند (Sheldon & Lyubomirsky, 2004).

تبیین احتمالی که می‌توان مطرح کرد این است که امید نیز یک هیجان مثبت خودآگاه و عاملیت جزئی از آن است. خودهای ممکن می‌توانند به عنوان یک جزء تأثیرگذار در عاملیت مطرح باشند. وزن انگیزشی آنها به احساس عاملیت فرد کمک می‌کند و فرد به عنوان یک عامل مستقل در تصمیم‌گیری و خلاقیت برای رسیدن به هدف مدنظر خود تصور می‌شود.

ساختار امید شامل سه مفهوم اصلی است: اهداف، تفکر راهبردهای (مسیرهای معطوف به هدف) و تفکر عاملیت (انرژی و انگیزۀ معطوف به هدف) (Snyder, 2002). هنگامی که فرد یک هدف را مبتنی بر خود ممکن تصور می‌کند، او به عنوان یک عامل در موقعیت حاضر ظاهر می‌شود و توانایی و قدرت لازم برای رسیدن به هدف را در خود احساس می‌کند؛ بنابراین، قادر است انرژی و انگیزه‌اش را در طول مسیر حفظ و با تنظیم رفتار و ایجاد راهبردهای مناسب به سمت هدف حرکت کند. تعامل بین عاملیت و راهبردها باعث می‌شود فرد در مواجهه با موانع یا وضعیت‌های چالش برانگیز، بتواند آنها را پشت سر بگذارد و به سمت هدف نهایی خود حرکت کند. این امر به او امکان می‌دهد تا امید را تجربه کند و احساس امیدواری داشته باشد. یافته‌های این پژوهش با گفتۀ اسنایدر منطبق است که بیان داشته است: «فکرکردن به خود آیندۀ ممکن (اهداف، انتظارات، ترس‌ها و ...) و راه‌های دست‌یابی به آنها یکی از راه‌های پرورش امید در افراد است (Snyder, 1994). بنابراین، دانشجویی که هویت ممکن دانشگاهی برای خود تصور کرده است و هدف تحصیلی دارد و در حال حاضر راهبردهایی مناسب را برای تحقق هویت دانشگاهی خود به کار می‌گیرد، دارای امید تحصیلی است.

از سوی دیگر، امید تحصیلی که به عنوان یک عامل اثرگذار مثبت و فعال توسط پکران و استفن توصیف شده است، در لحظه‌ای تجربه می‌شود که دانشجو به طور مثبت موفقیت خود را ارزیابی کند و احساس کنترل نسبی بر موقعیت خود داشته باشد (Pekrun & Stephens, 2010). خود آیندۀ دانشگاهی به طور خاص و با جزئیات همراه با راهبردهای قابل‌ مشاهده برای دست‌یابی به آن تصور می‌شود و به ‌عبارت ‌دیگر، از توانایی تنظیم عملکرد برخوردار است که ممکن است به القای احساس کنترل بر موقعیت و تجربۀ امید تحصیلی در دانشجویان منجر شود. با توجه ‌به مطالب یادشده و یافته‌های به‌دست‌آمده از این پژوهش، می‌توان نتیجه گرفت خودهای ممکن در ایجاد امید تحصیلی تأثیرگذار هستند.

 در تحلیل‌های انجام‌شده، نقش واسطه‌ای امید تحصیلی در رابطۀ خودهای ممکن با اهمال‌کاری تحصیلی به طرزی معنا‌دار تأیید شد. در تبیین احتمالی این یافته، می‎‌توان گفت وقتی دانش‌آموزان خودهای ممکن را به شکل مثبت تصور می‌کنند، این تصورات می‌تواند به آنها انگیزه دهد تا برای دست‌یابی به اهداف تلاش کنند. این امید به آنها کمک می‌کند تا در مواجهه با چالش‌ها و موانع، به دنبال راهکارهای مؤثر باشند و بیشتر به انجام وظایف خود تمایل پیدا می‌کنند. امید تحصیلی می‌تواند به عنوان یک منبع انگیزشی عمل کند که دانش‌آموزان را به سمت عمل و تلاش بیشتر سوق می‌دهد. در نتیجه، افرادی که دارای امید تحصیلی بیشتری هستند، کمتر دچار اهمال‌کاری می‌شوند و بیشتر به دنبال تحقق اهداف خود خواهند بود.

یافته‌های پژوهش حاضر نشان داد خودهای ممکن بالاتر با سطوحی بالاتر از امید تحصیلی و سطوحی پایین‌تر از اهمال‌کاری تحصیلی همراه هستند، در حالی که خودهای ممکن پایین‌تر با کاهش امید تحصیلی و افزایش اهمال‌کاری تحصیلی همبستگی دارند. با این حال، این روابط ماهیتی ساده و کاملاً خطی ندارند. از دیدگاه روان‌شناسی مثبت‌گرا، کارکرد انگیزشی خودهای ممکن زمانی تقویت می‌شود که این خودها واقع‌بینانه، معنادار و متناسب با توانمندی‌های فرد ادراک شوند. در مقابل، خودهای ممکن غیرواقع‌بینانه یا افراطی می‌توانند با تضعیف احساس عاملیت و کاهش امید تحصیلی، به بروز پیامدهای منفی از جمله اهمال‌کاری تحصیلی بینجامند.

نتایج تحلیل نقش میانجی نشان داد امید تحصیلی سازوکار روان‌شناختی مهمی در تبیین رابطۀ میان خودهای ممکن و اهمال‌کاری تحصیلی است؛ به این معنا که خودهای ممکن از طریق تقویت مؤلفه‌های امید تحصیلی، شامل عاملیت و مسیرهای دست‌یابی به اهداف، با کاهش اهمال‌کاری تحصیلی همراه می‌شوند. این یافته با تأکید روان‌شناسی مثبت بر نقش منابع درونی و سازه‌های انگیزشی در بهبود عملکرد و سازگاری تحصیلی هم‌سو است.

از آنجا که این پژوهش رابطۀ بین خودهای ممکن و اهمال‌کاری تحصیلی را نشان داد و خودهای ممکن به عنوان یکی از عوامل کلیدی در شکل‌دهی به اهداف و انگیزه‌های تحصیلی نقشی مهم ایفا می‌کنند، تقویت خودهای ممکن مثبت و واقع‌بینانه و کاهش تصورات منفی از طریق مشاوره و مداخلات روان‌شناختی می‌تواند به کاهش اهمال‌کاری تحصیلی و بهبود عملکرد تحصیلی منجر شود. از این رو، پیشنهاد می‌شود مراکز آموزشی مختلف، دانشگاه‌ها و مراکز مشاوره با طراحی پروتکل ارتقا خودهای ممکن افراد و آموزشی تخصصی در راستای کاهش اهمال‌کاری تحصیلی دانشجویان گام بردارند.

در این پژوهش، همانند سایر پژوهش‌های علوم‌انسانی، محدودیت‌هایی وجود داشت. هرچند در این پژوهش تلاش شد کمترین میزان خطا و سوگیری در جمع‌آوری و تفسیر اطلاعات حاصل از داده‌ها وجود داشته باشد، وجود اشتباه در پژوهش‌هایی از این دست در حوزۀ علوم انسانی قابل اجتناب نیست؛ بنابراین، باید در تعمیم نتایج محتاط بود. همچنین، نظر به اینکه پژوهش حاضر از نوع همبستگی است، برای استنباط علّی از نتایج باید جانب احتیاط را رعایت کرد. مشارکت‌کنندگان این‌پژوهش دانشجویان دانشگاه فرهنگیان بودند؛ از این ‌رو، در تعمیم نتایج به سایر گروه‌ها، از جمله دانش‌آموزان، باید احتیاط کرد.

به سیاست‌گذاران و برنامه‌ریزان آموزشی پیشنهاد می‌شود به ارتقای امید تحصیلی و متغیرهای وابسته به آن، از جمله خوش‌بینی، در آموزش و یادگیری توجه داشته باشند؛ زیرا امیدواری و احساسات مثبت در راستای کاهش اهمال‌کاری تحصیلی مؤثر هستند. علاوه بر این، آنها باید توجه بیشتری به ارتقای خودهای ممکن دانشجویان داشته باشند.

 [1] Academic Hope Scale

[2] Academic Procrastination Questionnaire