نوع مقاله : مقاله پژوهشی
نویسندگان
1 دانشجوی دکتری روانشناسی تربیتی ، دانشکده روانشناسی و علوم تربیتی، دانشگاه شهید مدنی آذربایجان، تبریز، ایران.
2 دانشیار گروه روانشناسی تربیتی، دانشکده روانشناسی و علوم تربیتی، دانشگاه شهید مدنی آذربایجان، تبریز، ایران
چکیده
کلیدواژه‌ها
موضوعات
عنوان مقاله [English]
نویسندگان [English]
This study aimed to investigate the structural relationship between school climate perception and externalizing behaviors with the mediating role of social-emotional competence. The research design was descriptive-correlational. The Statistical population included all the Junior high school students in Urmia city in 2020-2021. The sample included 380 students that were selected through random cluster sampling method. The participants completed the Delaware School Climate Survey (Bear et al. 2011), Youth Self-report Scale (Achenbach & Rescorla, 1991), and social-emotional competence Scale (Zhou and Ee, 2012). After deleting the outliers, 374 questionnaires were analyzed by structural equation modeling using AMOS software version 24. The results indicated that Perception of school climate and social-emotional competence directly predicted externalized behaviors. School climate also had an indirect effect on externalizing behaviors through Social-emotional competence. This research includes implications for those in charge of education to take necessary and optimal measures to modify and reduce externalized behaviors of students.
کلیدواژه‌ها [English]
رشد ساختار شخصیتی، ایجاد یک هویت منسجم و پایدار، توانایی تنظیم هیجان‌ها و پختگی در روابط بین‌فردی بخشی از چالش‌های مهم سال‌های پرفرازونشیب دورۀ نوجوانی محسوب می‌شوند. تشکیل یک ساختار شخصیتی سالم، عنصری اساسی برای کیفیت عملکرد روانی‌ـ‌اجتماعی نوجوانان تلقی می‌شود که ناشی از توانایی آنها در هدایت و گذر موفقیت‌آمیز از بحران‌های خاص این دوره و چالش‌های رشدی به وجود آمده است (فونتانا و همکاران[1]، 2022). در این دوره، رفتار برونیسازیشده[2] و توأم با خشونت نوجوانان به‌عنوان شکل کلی و مزمن نابهنجاری، مسئله‌ای مهم در حوزۀ بهداشت عمومی است که تأثیرات منفی بالقوه‌ای بر بهزیستی جسمی و روانی نوجوانان دارد و توجه گسترده‌ای را به خود معطوف کرده است (ژانگ و همکاران[3]، 2022).
مشکلات رفتاری برونیسازیشده به طیف وسیعی از رفتارهای مخرب، منفی و مستقیم، مانند پرخاش‌گری، رفتار مقابله‌ای، مشکلات سلوک، تکانش‌گری، اعمال قانون‌شکنانه و بزهکاری اشاره دارد که به‌سبب ماهیت مزمن و آشکار به پیامدهای منفی پرهزینه، گسترده و طولانی‌مدت برای افراد و جوامع منجر می‌شوند (پالمو و همکاران[4]، 2017؛ هاوتیپن و همکاران[5]، 2019). اساساً این مشکلات رفتاری با خودتنظیمی و کنترل ضعیف بر هیجان‌ها و بالاخص، رفتار همراه با خشم و پرخاش‌گری مشخص می‌شوند (کاله و همکاران[6]، 2018). شرکت در اشکال جزئی این رفتارها در اوایل نوجوانی گاهی می‌تواند با عواقب جدی دستگیرشدن یا حبس در اواخر نوجوانی مرتبط باشد و در بزرگسالی مشکلات بیشتری در یافتن شغل مطمئن را ایجاد کند (کارتر[7]، 2019). برخی پژوهش‌ها حتی نشان می‌دهد افرادی که رفتارهای برونی‌سازی‌شدۀ بیشتری انجام می‌دهند، امید به زندگی کمتری نسبت به همتایان خود دارند (مموت الیسون و همکاران[8]، 2020).
نوجوانان دارای مشکلات رفتاری، بیشتر در معرض خطر وابستگی دارویی، افزایش مشکلات سلامتی، پیشرفت تحصیلی ضعیف، تجربیات قربانی‌شدن و رفتارهای پرخطر مانند سوءمصرف مواد و رفتارهای خودکشی هستند (پیکراس و همکاران[9]، 2019؛ فارمر و همکاران[10]، 2015؛ ون لیر و همکاران[11]، 2012). میزان شیوع این دسته از مشکلات رفتاری نیز نشان می‌دهد در ایالات متحدۀ آمریکا، 22درصد از دانش‌آموزان دبیرستانی در طول سال تحصیلی در یک یا چند دعوای فیزیکی شرکت داشته‌اند و 17درصد از آنان رفتارهای پرخاش‌گرانۀ شدید و مکرر را تجربه کرده‌اند (کوکارو و لی[12]، 2020). همچنین، میانگین رفتار پرخاش‌گرانۀ دانش‌آموزان دبیرستانی در 35 کشور عضو اتحادیۀ اروپا، بیش از 31درصد گزارش شده است (بوکور و همکاران[13]، 2020).
در داخل کشور نیز میزان شیوع مشکلات رفتاری برون‌سازی‌شده در چندین مطالعه بررسی شده که نتایج بیانگر شیوع نسبتاً زیاد و مشابه با دیگر کشورها بوده است. در مطالعۀ فرامرزی، قمرانی و شریعتی (1390) بر روی دانش‌آموزان دورۀ متوسطه اختلالات رفتار پرخاش‌گرایانه با میانگین 54/24درصد از بیشترین میزان شیوع برخوردار بوده و رفتار قانون‌شکنی به‌طور معنی‌داری در پسران بیشتر از دختران گزارش شده است. در مطالعۀ حبیبی، مرادی، پور‌آوردی و صالحی (1394) با دانش‌آموزان دورۀ راهنمـایی و متوسـطۀ اسـتان قـم، میزان شیوع اختلالات رفتاری 82/19درصد گزارش شده که پرخاش‌گری شایع‌ترین نوع اختلال رفتاری بوده و میزان شیوع اختلال‌های رفتاری در دانش‌آموزان دورۀ راهنمایی بیشتر از متوسطه عنوان شده است. خطر مشکلات رفتاری و هیجانی در طول دورۀ نوجوانی باتوجه‌به تغییرات رشدی در ابعاد جسمی، شناختی و عاطفی و تأثیر همسالان افزایش می‌یابد که لزوم توجه بیش‌ازپیش به این دوره را می‌طلبد (ناتسواکی و همکاران[14]، 2009). در این میان، نوجوانان به پویایی روابط بین‌فردی و محیطی خود در مدرسه بیش‌ازحد حساس هستند و مطالعات اخیر نشان می‌دهد ادراک نوجوانان از جوّ مدرسه، تعاملات حمایتی معلمان و رابطۀ صمیمی با همسالان در گرایش کمتر به انجام رفتارهای برونیسازیشده نقش مؤثری دارد (ژانگ و همکاران، 2021؛ بائو و همکاران[15]، 2015).
مفهوم ادراک جوّ مدرسه، منعکس‌کنندۀ ادراکات گروه‌ها و افراد تشکیل‌دهندۀ بافت انسانی مدارس شامل مدیریت، معلمان، کارکنان و همچنین دانش‌آموزان و والدین آنها از تجربۀ زندگی تعاملی در مدرسه است و ممکن است جنبه‌های متعددی ازجمله سبک مدیریت مدرسه، ویژگی‌های فرهنگی، سرمایۀ انسانی و تاریخچۀ سازمانی در تنظیم و شکل‌دهی به ادراک آنان از جوّ مدرسه دخیل باشد (کوهن و همکاران[16]، 2009). به‌زعم لوین[17]، در نظریۀ میدانی، به‌جای اینکه رفتار را لزوماً با طبیعت فرد تبیین کنیم، باید آن را معلول ارتباط با محیط مادى و اجتماعى در نظر گرفت که در رفتار مؤثرند و این رفتار در آن محیط به وجود مىآید. از دیدگاه وی، طبیعت آدمى ممکن نیست مستقل از ساختمان واقعى میدان اجتماعى موجود باشد. براساس این ایده تناسب فرد‌ـ‌محیط و سازگاری بین آنها احتمال انجام رفتارهای مثبت را افزایش می‌دهد (لانگ[18]، 2021).
تناسب فرد‌ـ‌محیط در بافت آموزشگاهی یا به‌عبارتی دانش‌آموز‌ـ مدرسه در احتمال بروز یا کاهش مشکلات رفتاری برونیسازیشده در مطالعات متعددی بررسی شده است. گاتفردسون و همکاران در مطالعۀ خود دریافتند که ادراک مثبت از قوانین صریح و درک عدالت از محیط مدرسه می‌تواند با رفتار بزهکارانه کمتر مرتبط باشد (گاتفردسون و همکاران[19]، 2005). مطالعۀ لوکاس و همکاران نشان داد ادراک مثبت از روابط بین‌فردی دانش‌آموزان، با مشکلات رفتاری برون‌سازی‌شدۀ کمتری همراه است (لوکاس و همکاران[20]، 2006). استفگن و همکاران نیز در یک مطالعه فراتحلیلی بر روی ۳۱ مطالعۀ انجام‌شده در رابطۀ بین ادراک جوّ مدرسه و خشونت میزان اثر رابطۀ مذکور را متوسط و منفی گزارش کردند (استفگن و همکاران[21]، 2013). نتیجۀ مطالعۀ آکمن با 914 دانش‌آموز دبیرستانی حاکی از رابطۀ منفی و معنادار رفتار پرخاش‌گرانه با ادراک جوّ مدرسه بود و مشخص شد که رفتارهای حمایتی معلم، محیط‌های یادگیری ایمن و تعاملات مثبت با همسالان تأثیر درخورِ‌توجهی بر رفتارهای پرخاش‌گرانۀ دانش‌آموزان دارد (آکمن[22]، 2021).
در ایران نیز سرایی‌زاده و فولادچنگ (1398) رابطۀ مشکلات رفتاری برونیسازیشده و ادراک جوّ مدرسه را با نمونۀ 506 دانش‌آموز نوجوان بررسی کردند که نتایج حاکی از رابطۀ منفی و معنی‌دار بین مشکلات رفتاری برونیسازیشده و ادراک جوّ مدرسه بود و هرچه جوّ مدرسه مطلوب و روابط بدون اصطکاک ادراک شده بود، میزان مشکلات رفتاری درونی و برونی‌سازی کمتری گزارش شده بود.
علاوه‌بر ادراک از جوّ مدرسه، درقالب نظریۀ پردازش اطلاعات اجتماعی، ارزیابی‌های شناختی فرد از شایستگی اجتماعیـهیجانی به‌عنوان یک ارتباط علّی بالقوه بین خطر ارتکاب اعمال پرخاش‌گرانه و اجرای واقعی آنها قلمداد می‌شود (جونز و همکاران[23]، 2011). شایستگی‌های اجتماعیـهیجانی مهارت‌ها، دانش، نگرش‌ها و تمایلات اجتماعی و هیجانی لازم برای تعیین اهداف، مدیریت رفتار، ایجاد روابط، پردازش و به‌خاطرسپردن اطلاعات محیطی را در بر می‌گیرد و شامل فرایندهای هیجانی مانند تنظیم هیجان‌ها و نشان‌دادن همدلی، مهارت‌های بین‌فردی شامل کفایت و دیدگاه‌گیری اجتماعی و تنظیم شناختی شامل انعطاف‌پذیری شناختی یا ذهنی است (برگ و همکاران[24]، 2017).
دانش‌آموزانی که بر شایستگی‌های اجتماعی‌ـ هیجانی خویش احساس تسلط دارند، در فعالیت‌های یادگیری با اعتمادبه‌نفس بیشتری شرکت می‌کنند و در مواجهه با مشکلات انعطاف‌پذیری بیشتری نشان می‌دهند (وانگ و اکلز[25]، 2012). همچنین، آنها تمایل دارند از روابط مثبت با معلمان و همسالان خود لذت ببرند و دراثنای رفتارهای اجتماعی مشکلات رفتاری کمتری را از خود نشان دهند (اریکسن و برو[26]، 2022). دسوزا و همکاران طی مطالعه‌ای با دانش‌آموزان نوجوان نقش مهم شایستگی‌های اجتماعیـهیجانی را در کاهش مشکلات رفتاری برونیسازیشده و بهبود عملکرد تحصیلی نشان دادند (دسوزا و همکاران[27]، 2021). نتیجۀ پژوهش هوبر و همکاران نیز بیانگر نقش ادراک دانش‌آموزان از شایستگی‌های اجتماعیـهیجانی در کاهش نشانه‌های رفتار برونی‌سازی‌شدۀ آنان بود (هوبر و همکاران[28]، 2019). در ایران نیز احمدپور ترکی و همکاران (1397)، طی مطالعه‌ای نشان دادند آموزش شایستگی اجتماعیـهیجانی با افزایش توانایی تنظیم هیجان، باعث کاهش رفتارهای پرخاش‌گرانه و افزایش حل مسئله در دانش‌آموزان می‌شود.
طبق مطالعات انجام‌شده جوّ مدرسه عامل پیش‌بینی‌کنندة مهمی درزمینة احساسات، عواطف و پیامدهای رفتاری دانش‌آموزان است. ادراک جوّ مدرسه به نحوۀ تعامل افراد در مدرسه و تعامل آنها با عوامل ساختاری مانند تخصیص منابع، اندازۀ کلاس، نحوۀ گروه‌بندی دانش‌آموزان با یکدیگر و روابط با معلمان و سایر دانش‌آموزان وابسته است. مدارسی که با تعاملات ایمن، حمایتی و فراگیر مشخص می‌شوند، بهتر می‌توانند راهبردهای آموزشی مؤثر اتخاذ کنند که می‌تواند شایستگی‌های اجتماعیـهیجانی دانش‌آموزان را تقویت کند و راهبردهای پیشگیرانه را برای کاهش قلدری، آزار و اذیت و خشونت به اجرا درآورد (برگ و همکاران، 2017). از سوی دیگر، در چهارچوب نظریۀ یادگیری اجتماعیـهیجانی، حمایت هیجانی و رفتاری که معلمان برای شناسایی، پرورش و حمایت از خواسته و احساس عاملیت دانش‌آموزان ارائه می‌کنند، بر کیفیت روابط دانش‌آموزان با یکدیگر و معلمان در مدرسه و ادراک کلی آنان از جوّ مدرسه اثرگذار است و دانش‌آموزان دارای شایستگی اجتماعیـهیجانی به طورکلی در مدرسه نسبت به دانش‌آموزانی که از شایستگی اجتماعیـهیجانی برخوردار نیستند، عملکرد بهتری دارند (دیویدسون و همکاران[29]، 2018). براین اساس، سازۀ شایستگی اجتماعیـهیجانی می‌تواند ضمن اثرپذیری از ادراک جوّ مدرسه به افزایش کیفیت روابط و بهبود آن در دانش‌آموزان کمک کند و به‌عنوان یک عامل حفاظتی به کاهش رفتارهای تکانه‌ای و بازداری رفتارهای تهاجمی و پرخاش‌گری منجر شود؛ ازاین‌رو، انتظار می‌رود در مدلی مفروض، شایستگی اجتماعیـهیجانی در رابطۀ بین ادراک جوّ مدرسه و مشکلات رفتاری برونیسازیشده نقش یک متغیر واسطه‌ای مؤثر را ایفا کند.
مرور مطالعات انجام‌شده در حوزۀ مشکلات رفتاری برونیسازیشده حاکی از پیچیده و چندبعدی‌بودن این سازه است که متأثر از عوامل گوناگون فردی و محیطی است. باوجوداین، بیشتر مطالعات بر عوامل درون‌فردی راه‌انداز این مشکلات متمرکز بوده‌اند و انجام پژوهش حاضر به‌سبب توجه به ادراکات افراد از محیط یادگیری، لزوم توجه بیشتر به پیشایندها و پسایندهای محیطی در رفتار را نمایان می‌کند که می‌تواند در کنار سایر عوامل محیطی زمینۀ مطالعات مختلف بعدی در حوزۀ مشکلات رفتاری را فراهم کند. باتوجه‌به تبعات منفی ذکرشده برای مشارکت در رفتارهای برونیسازیشده، اثرات منفی بر ابعاد مختلف رشد و عملکرد تحصیلی نوجوانان و شیوع بالای این پدیده در فرهنگ‌های مختلف، ضرورت انجام پژوهش برای درک و شناسایی عوامل محافظتی و خطرساز مرتبط با این پدیده را اجتناب‌ناپذیر کرده است. از طرفی، درک این مهم که ادراک مطلوب از جوّ مدرسه تا چه اندازه به بهبود و تقویت شایستگی‌های اجتماعیـهیجانی منجر می‌شود و ازطریق این یادگیری‌ها مشکلات رفتاری دانش‌آموزان دچار چه تغییراتی می‌شود، می‌تواند برای آموزش‌وپرورش تلویحاتی درراستای بهسازی روابط، فضاها، شیوه‌ها و خط‌مشی‌های اجرایی در مدارس فراهم کند تا ضمن بسط مبانی نظری دانش موجود در این حوزه زمینه‌های تعدیل و کاهش رفتارهای برونی‌سازی‌شدۀ نوجوانان در مدارس حاصل شود. ضمن اینکه مطالعه‌نشدن اثر ادراک جوّ مدرسه بر شایستگی‌های اجتماعیـهیجانی به‌عنوان خلأ پژوهشی مطالعات داخلی از سویی و تدوین مدل کلی رابطه برحسب نظریۀ تناسب فرد‌ـ‌محیط لوین با نقش میانجی شایستگی‌های اجتماعیـهیجانی دانش‌آموزان از سوی دیگر اهمیت مطالعۀ حاضر را نشان می‌دهد. براین‌اساس، هدف پژوهش حاضر بررسی رابطۀ ساختاری ادراک جوّ مدرسه و رفتارهای برونیسازیشده با نقش واسطۀ شایستگی اجتماعیـهیجانی بود.
روش
این پژوهش از نوع همبستگی بود و روابط بین سازه‌های مدل پیشنهادی با استفاده از روش مدل‌یابی معادلات ساختاری تحلیل شد.
جامعۀ آماری این پژوهش شامل کلیۀ دانش‌آموزان مدارس پسرانۀ مقطع متوسطۀ اول شهر ارومیه، در سال تحصیلی 1400-1399 بود. مطابق با پیشینۀ پژوهشی موجود، مشکلات رفتاری برونیسازیشده در دورۀ متوسطۀ اول و در بین پسران از میزان شیوع بالاتری برخوردار بود؛ بنابراین، نمونه از بین دانش‌آموزان پسر دورۀ اول متوسطه انتخاب شد. ازآنجاکه صاحب‌نظران حداقل حجم نمونه را 250 و 500 نمونه را برای تحلیل مطلوب می‌دانند (هومن، 1385) و با درنظرگرفتن معیار 5 تا 15 آزمودنی برای هر متغیر، براین‌اساس باتوجه‌به شرایط و امکانات حدود 380 نفر در این پژوهش به‌روش نمونه‌گیری خوشه‌ای چندمرحله‌ای انتخاب شدند. برای انتخاب نمونه از بین دو ناحیۀ آموزشی، ابتدا یک ناحیه و از آن ناحیه 3 مدرسۀ متوسطۀ اول انتخاب شد و از هر مدرسه 5 کلاس به‌صورت تصادفی انتخاب شد و همۀ دانش‌آموزان حاضر در کلاس‌ها آزمون شدند. روش اجــرا بدین‌گونــه بــود کــه بــاتوجــه‌بــه شــرایط ناشــی از ویـروس کوویـد‌ـ19 و تعطیلـی فعالیت حضوری مـدارس شـیوۀ اجـرای الکترونیکی (توزیــع مجــازی) پرسشنامه‌ها توســط فرم‌نگار گوگل (Google Forms) بــرای اجــرا انتخــاب شــد و برای تکمیل پرسشنامه‌ها ضمن هماهنگی با مسئولان مدارس، پیوند (لینک) پرسشنامه در چند گروه کلاسی قرار داده شد. همچنین، برای حصول اطمینان از دقت آزمودنی‌ها در تکمیل پرسشنامه مقرر شد پرسشنامه‌ها زیر نظر معلمان در یک بازۀ زمانی مشخص از ساعات آموزشی تکمیل شود و برای دریافت پرسشنامه بعد از بازۀ زمانی مشخص‌شده ازطریق فرم‌نگار محدودیت ایجاد شد. درنهایت بعد از خارج‌کردن پرسشنامه‌های مخدوش به‌دلیل داشتن الگوی یکسان پاسخ‌ها و داده‌های پرت، نمونه به 374 نفر تقلیل یافت. ملاک ورود افراد به مطالعه شامل تحصیل در مقطع متوسطۀ اول، تمایل و رضایت آگاهانۀ دانش‌آموزان به مشارکت در پژوهش بود. همچنین، داشتن هرگونه سابقۀ اختلال روانی نیز ملاک خروج از مطالعه در نظر گرفته شد که ازطریق بررسی پرونده‌های مشاوره توسط مشاوران مدارس، نتیجۀ سوابق اختلال روانی استعلام گرفته شد.
ابزار سنجش
1-پرسشنامۀ جوّ مدرسۀ دلاویر (DSCS): پرسشنامۀ جوّ مدرسه[30] توسط بیر و همکاران[31] در دانشگاه دلاویر آمریکا طراحی و هنجاریابی شد. پرسشنامۀ جوّ مدرسه یک ابزار 23گویه‌ای است و نمره‌گذاری آن براساس طیف لیکرت شامل کاملاً مخالفم=1، مخالفم=2، موافقم=3 و کاملاً موافقم=4، دامنۀ تغییرات آن از 23 تا 92 است و هرچه نمرۀ اخذشده بالاتر باشد، نشانۀ جوّ مثبت در مدرسه است. پرسشنامه پنج خرده‌مقیاس روابط دانش‌آموز‌ـ‌معلم (گویه‌های 4، 5، 8، 10، 13، 14، 15 و 20)، روابط دانش‌آموز‌ـ‌دانش‌آموز (گویه‌های 16، 17، 19 و 21)، عدالت در قوانین (گویه‌های 6، 7، 22 و 23)، امنیت مدرسه (گویه‌های 3، 11 و 12) و پیوند با مدرسه (گویه‌های 1، 2، 9 و 18) دارد. در پژوهش خارجی بیر و همکاران (2011)، پایایی پرسشنامه ازطریق آلفای کرونباخ را در خرده‌مقیاس رابطۀ معلم‌ـ‌دانش‌آموز 88/0، رابطۀ دانش‌آموز‌ـ‌دانش‌آموز 81/0، عدالت در قوانین 70/0، امنیت مدرسه 83/0 و پیوند با مدرسه 83/0 و ضریب پایایی کل مقیاس نیز 93/0 گزارش کردند. همچنین، روایی سازه در پژوهش آنها بررسی شد که تحلیل عاملی‌تأییدی حاکی از برازش مدل و پرسشنامه بوده است. در پژوهش داخلی کریمی (1393) پایایی ازطریق آلفای کرونباخ برای پرسشنامه 89/0 گزارش شده است. پایایی پرسشنامه در پژوهش حاضر برای مؤلفه‌های روابط دانش‌آموز‌ـ‌معلم، روابط دانش‌آموز‌ـ‌دانش‌آموز، عدالت در قوانین، امنیت مدرسه و پیوند با مدرسه به‌ترتیب برابر 0.87، 0.77، 0.61، 0.70 و 0.63 به دست آمد.
2-فرم خودسنجی نوجوان (YSR): برای سنجش مشکلات رفتاری نوجوانان از فرم خودسنجی نوجوان[32] (آخنباخ و رسکورلا[33]، 1991) در نظام سنجش مبتنی بر تجربۀ آخنباخ (ASEBA) استفاده شد. این پرسشنامه برای سنین 11 تا 18ساله هنجاریابی شده و خود نوجوان آن را تکمیل می‌کند. نوجوان براساس وضعیت شش ماه قبل خود، هر سؤال را به‌صورت
0 = نادرست؛ 1= تا حدی یا گاهی درست و 2= کاملاً یا غالباً درست، درجه‌بندی می‌کند. براساس تحلیل‌های آخنباخ و رسکورلا (2001)، دو مقیاس نشانگان رفتار قانون‌شکنی و پرخاش‌گری مشکلات برونیسازیشده را معرفی می‌کند. در پژوهش حاضر فقط از زیرمقیاس مربوط به مشکلات رفتاری برونی‌سازی‌شدۀ این فرم استفاده شد که شامل دو زیرمقیاس شمارۀ 7 (با گویه‌های 2، 26، 28،39، 43، 63، 67، 72، 81، 82، 90، 96، 99، 101 و 105) و زیرمقیاس شمارۀ 8 (با گویه‌های 3، 16، 19،20، 21، 22، 23، 37، 57، 68، 86، 87، 89، 94، 95، 97 و 104) است و دامنۀ نمرۀ آن بین صفرتا 64 قرار می‌گیرد. روایی و پایایی نسخۀ خارجی فرم خودسنجی نوجوان تاکنون بارها بررسی شده و نتیجۀ پایایی به‌روش همسانی درونی با آلفای کرونباخ را برای نمونۀ نوجوانان در کل 93/0، برای زیرمقیاس مشکلات درونی‌سازی 89/0 و مشکلات برونیسازیشده را 89/0 گزارش کردند (ایبستانی و همکاران[34]، 2011). در پژوهش داخلی نیز مینایی (1385) با محاسبۀ آلفای کرونباخ برای همسانی درونی، ضرایب 86/0 را برای مقیاس برونی‌سازی و 87/0 را برای مقیاس درونی‌سازی گزارش کرد. در این پژوهش نیز همسانی درونی ازطریق آلفای کرونباخ برای مؤلفۀ قانون‌گریزی 0.85 و برای مؤلفۀ پرخاش‌گری 0.70 به دست آمد.
3-پرسشنامۀ شایستگی هیجانی‌ـ‌اجتماعی دانش‌آموزان (SECQ): پرسشنامۀ شایستگی هیجانی‌ـ‌اجتماعی[35] دانش‌آموزان (زو و ایی[36]، 2012) یک ابزار خودگزارش‌دهی با 25 سؤال در طیف لیکرت (کاملاً مخالفم=1، تا حدی مخالفم=2، مخالفم=3، تا حدی موافقم=4، موافقم=5، کاملاً موافقم=6) است که در دانشگاه سنگاپور برای دانش‌آموزان براساس یافته‌های مرکز همکاری یادگیری هیجانی‌ـ‌اجتماعی[37] (2008) نرم شده است. این پرسشنامه پنج مؤلفۀ خودآگاهی (گویه‌های 1 تا 4)، آگاهی اجتماعی (گویه‌های 5 تا 10)، خودمدیریتی (گویه‌های 11 تا 15)، مدیریت رابطه (گویه‌های 16 تا 20) و تصمیم‌گیری مسئولانه (گویه‌های 21 تا 25) را سنجش می‌کند. در پژوهش خارجی، همسانی درونی ازطریق آلفای کرونباخ برای مؤلفه‌های شایستگی اجتماعیـهیجانی در بازۀ 71/0 تا 76/0 گزارش شده که بیانگر پایایی مطلوب پرسشنامه است. روایی پیش‌بین پرسشنامه نیز در قیاس با پیشرفت تحصیلی دروس علوم، ریاضی و زبان انگلیسی نشان داد که پرسشنامه دارای روایی پیش‌بین است (زو و ایی، 2012). شاخص‌های کفایت‌سنجی پرسشنامه در پژوهش امامقلی‌وند و همکاران (1398) بررسی شد و نشان داد پایایی پرسشنامه ازطریق آلفای کرونباخ برای هرکدام از مؤلفه‌های خودآگاهی، آگاهی اجتماعی، خودمدیریتی، مدیریت رابطه و تصمیم‌گیری مسئولانه به‌ترتیب برابر با 78/0، 79/0، 80/0، 79/0 و 77/0 است. در این پژوهش نیز پایایی پرسشنامه ازطریق آلفای کرونباخ برای مؤلفه‌های خودآگاهی، آگاهی اجتماعی، خودمدیریتی، مدیریت رابطه و تصمیم‌گیری مسئولانه به‌ترتیب برابر 75/0، 86/0، 79/0، 71/0 و 0.71 محاسبه شد.
گردآوری داده‌ها توسط پژوهشگران، ضمن تشریح و اخذ رضایت شفاهی از آزمودنی‌ها، دادن اطمینان از محرمانه‌بودن اطلاعات آنها، آگاهی از شرکت داوطلبانه و داشتن اختیار برای همکاری‌نکردن در تکمیل پرسشنامه‌ها صورت گرفت. تجزیه‌وتحلیل داده‌ها به‌روش الگویابی معادله‌های ساختاری و با استفاده از نرم‌افزار AMOS ویراست 24 انجام شد.
یافته‌ها
به‌لحاظ توزیع جمعیت‌شناختی، حداقل و حداکثر سن آزمودنی‌ها به‌ترتیب 12 و 16 با میانگین (10/14) و انحراف معیار (85/0) و به‌لحاظ پایۀ تحصیلی 97 نفر (9/25درصد) در پایۀ هفتم، 149 نفر (8/39درصد) در پایۀ هشتم و 128 نفر (2/34درصد) در پایۀ نهم مشغول به تحصیل بودند. در جدول 1، شاخص‌های توصیفی و ماتریس همبستگی متغیرهای پژوهش ارائه شده است.
جدول 1. ماتریس همبستگی متغیرهای پژوهش
|
متغیرها |
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
6 |
7 |
8 |
9 |
10 |
11 |
12 |
|
1. رابطۀ دانش‌آموز‌ـ‌معلم |
- |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
2.دانش‌آموز‌ـ‌دانش‌آموز |
**70/0 |
- |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
3. امنیت در مدرسه |
**74/0 |
**64/0 |
- |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
4. عدالت در مدرسه |
**65/0 |
**62/0 |
**56/0 |
- |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
5. پیوند با مدرسه |
**45/0 |
**53/0 |
**47/0 |
**57/0 |
- |
|
|
|
|
|
|
|
|
6. خودآگاهی |
**19/0 |
**19/0 |
**15/0 |
**21/0 |
**19/0 |
- |
|
|
|
|
|
|
|
7. آگاهی اجتماعی |
**29/0 |
**28/0 |
**23/0 |
**22/0 |
*22/0 |
**52/0 |
- |
|
|
|
|
|
|
8. خودمدیریتی |
**23/0 |
**22/0 |
**24/0 |
**17/0 |
**21/0 |
36/0 |
**55/0 |
- |
|
|
|
|
|
9. مدیریت رابطه |
**23/0 |
**22/0 |
*23/0 |
**21/0 |
**26/0 |
**38/0 |
**48/0 |
53/0 |
- |
|
|
|
|
10. تصمیم مسئولانه |
**25/0 |
**25/0 |
**23/0 |
**18/0 |
**17/0 |
**38/0 |
**52/0 |
**50/0 |
**51/0 |
- |
|
|
|
11.پرخاش‌گری |
**36/0- |
**34/0- |
**35/0- |
**32/0- |
**38/0- |
**23/0- |
**32/0- |
**22/0- |
**22/0- |
**26/0- |
- |
|
|
12.قانون‌گریزی |
**27/0- |
**29/0- |
**29/0- |
**26/0- |
**31/0- |
**13/0- |
**24/0- |
**11/0- |
**13/0- |
**16/0- |
**72/0 |
- |
|
میانگین |
89/24 |
29/12 |
94/9 |
12/11 |
40/10 |
39/18 |
75/25 |
78/20 |
56/18 |
65/19 |
62/10 |
05/9 |
|
انحراف معیار |
26/5 |
62/2 |
06/2 |
10/2 |
32/2 |
54/3 |
53/6 |
23/5 |
70/3 |
82/3 |
46/5 |
79/6 |
*p<0.05 **p<0.01
یافته‌های جدول 1حاکی از ارتباط بین متغیرهای پژوهش است؛ بنابراین، برای بررسی فرضیه‌های پژوهش از روش مدل‌یابی معادلات ساختاری استفاده شد. قبل از آزمون مدل، داده‌های پرت حذف شدند و پیش‌فرض‌های نرمال‌بودن، نبود هم‌خطی چندگانه و خطی‌بودن متغیرها بررسی شد. مفروضۀ نرمال‌بودن با استفاده از شاخص کجی و کشیدگی متغیرهای مشاهده‌شده بررسی شد. مقادیر کجی و کشیدگی مربوط به تمام متغیرهای مشاهده‌شده، کمتر از 2± بود که نشان می‌دهد توزیع هیچ‌کدام از متغیرهای مشاهده‌شده با توزیع نرمال تفاوت معنادار ندارد. ضمن اینکه نرمال‌بودن چندمتغیره با استفاده از ضریب ماردیا بررسی شد. ازآنجاکه مقادیر بزرگ‌تر از 5 برای ضریب ماردیا به‌منزلۀ توزیع غیرنرمال داده‌ها است (بایرن[38]، 2010)، در پژوهش حاضر شاخص کشیدگی ماردیا (25/4) به دست آمد و نسبت بحرانی این شاخص (24/2) بود که از مقدار بحرانی 58/2 کمتر است؛ بنابراین، پیش‌فرض نرمال‌بودن چندمتغیره نیز تأیید شد. برای بررسی هم‌خطی چندگانه، از آمارۀ تحمل و عامل تورم واریانس استفاده شد. ارزش تحمل محاسبه‌شده برای زیرمقیاس رابطۀ دانش‌آموز‌ـ‌معلم، رابطۀ دانش‌آموز‌ـ‌دانش‌آموز، عدالت در مدرسه، پیوند با مدرسه و امنیت مدرسه به‌ترتیب برابر 33/0، 40/0، 45/0، 60/0 و 41/0 به دست آمد که در هر پنج متغیر پیش‌بین از مقدار 10/0 بیشتر بود. همچنین، مقدار عامل تورم واریانس نیز به‌ترتیب 03/3، 44/2، 18/2، 64/1 و 42/2 به دست آمد که از مقدار 10 کمتر بود و نشان‌دهندۀ محقق‌شدن مفروضه نبود هم‌خطی چندگانه بین متغیرها است. درنهایت خطی‌بودن رابطۀ متغیرهای پژوهش ازطریق بررسی ماتریس‌های پراکندگی و نمودار پراکندگی باقی‌مانده‌ها بررسی شد که نتایج نشان‌دهندۀ خطی‌بودن و محقق‌شدن این مفروضه بود.
در ادامه مدل به‌وسیلۀ شاخص‌های برازش کلی بررسی شد. شاخص‌های برازش مدل مطابق با ملاک‌های مطرح‌شدۀ میرز و همکاران (2006) بدون نیاز به انجام اصلاحات پیشنهادی نرم‌افزار حاکی از برازش مناسب الگوی پیشنهادی پژوهش بودند. مقادیر شاخص‌های برازش مدل در جدول 2 ارائه شده است.
جدول 2. شاخص‌های برازندگی الگوی ساختاری پژوهش
|
X2 |
Df |
X2/DF |
GFI |
AGFI |
IFI |
CFI |
NFI |
RMSEA |
PCLOSE |
|
08/113 |
51 |
21/2 |
95/0 |
92/0 |
96/0 |
97/0 |
95/0 |
05/0 |
19/0 |
نتایج وزن‌های رگرسیون مدل‌های اندازه‌گیری و ضرایب مربوط به رابطۀ ساختاری متغیرهای مکنون مدل در جدول ۳ گزارش شده است. همان‌طور که نتایج مندرج در جدول 3 نشان می‌دهد، از پنج متغیر ادراک جوّ مدرسه، متغیر مشاهده‌شدۀ رابطۀ دانش‌آموز‌ـ‌معلم (001/0= P، 86/0= b) وزن بیشتری را در تعریف متغیر مکنون به خود اختصاص داده است. بیشترین وزن متغیر مکنون شایستگی اجتماعی ـ هیجانی مربوط به متغیر آگاهی اجتماعی (001/0=P، 77/0=b) و در ارتباط با متغیر رفتارهای برونی‌سازی‌شدۀ مربوط به مؤلفۀ پرخاش‌گری (001/0=P، 98/0=b) بود. ضرایب سایر متغیرها نیز بیانگر معرف‌بودن همۀ شاخص‌ها برای متغیرهای مکنون است.
جدول 3. ضرایب استاندارد مدل اندازه‌گیری در مدل معادلات ساختاری
|
متغیر مکنون |
متغیر مشاهده‌شده |
بار عاملی استانداردنشده |
بار عاملی استاندارد b |
خطای استاندارد |
نسبت بحرانی |
معناداری |
|
ادراک جوّ مدرسه |
رابطۀ دانش‌آموز‌ـ‌معلم |
17/3 |
86/0 |
24/0 |
87/12 |
001/0 |
|
رابطۀ دانش‌آموز‌ـ‌دانش‌آموز |
49/1 |
82/0 |
12/0 |
45/12 |
001/0 |
|
|
امنیت در مدرسه |
15/1 |
80/0 |
09/0 |
29/12 |
001/0 |
|
|
عدالت در مدرسه |
10/1 |
75/0 |
09/0 |
77/11 |
001/0 |
|
|
پیوند با مدرسه |
- |
61/0 |
- |
- |
001/0 |
|
|
|
آگاهی اجتماعی |
32/2 |
77/0 |
22/0 |
48/10 |
001/0 |
|
شایستگی اجتماعیـهیجانی |
خودمدیریتی |
81/1 |
71/0 |
12/0 |
08/10 |
001/0 |
|
مدیریت رابطه |
23/1 |
68/0 |
12/0 |
83/9 |
001/0 |
|
|
تصمیم‌گیری مسئولانه |
30/1 |
70/0 |
12/0 |
96/9 |
001/0 |
|
|
خودآگاهی |
- |
58/0 |
- |
- |
001/0 |
|
|
رفتار برونیسازیشده |
پرخاش‌گری |
07/1 |
98/0 |
11/0 |
72/9 |
001/0 |
|
قانون‌گریزی |
- |
73/0 |
- |
- |
001/0 |
درنهایت، نتایج تحلیل مدل ساختاری شامل اثرات مستقیم، غیرمستقیم و اثر کل متغیرهای مکنون در
جدول ۴ ارائه شده است.
جدول 4. بررسی اثرات مستقیم، غیرمستقیم و کل متغیرهای پژوهش
|
مسیر |
مستقیم |
غیرمستقیم |
کل |
|
ادراک جوّ مدرسه شایستگی اجتماعیـهیجانی |
**41/0 |
|
**41/0 |
|
ادراک جوّ مدرسه رفتارهای برونیسازیشده |
**36/0- |
**09/0- |
**45/0- |
|
شایستگی اجتماعیـهیجانی رفتارهای برونیسازیشده |
**22/0- |
- |
- |
**P<0.01
|
همان‌گونه که مندرجات جدول 4 نشان می‌دهد، ادراک جوّ مدرسه بر شایستگی اجتماعیـهیجانی (01/0= P، 41/0= b) و رفتارهای برونیسازیشده (01/0= P، 36/0- = b) اثر مستقیم و معنادار دارد. ضمن اینکه شایستگی اجتماعیـهیجانی نیز دارای اثر مستقیم و معنادار بر رفتارهای برونیسازیشده است (01/0= P، 22/0= b). همچنین، ادراک جوّ مدرسه به‌شکل غیرمستقیم و به‌واسطۀ شایستگی اجتماعیـهیجانی بر رفتارهای برونیسازیشده اثر دارد. معناداری اثر غیرمستقیم ازطریق روش بوت |
|
استرپ[39] برآورد شد. ازآنجاکه حد پایین (51/0-) و حد بالای (17/0-) فاصلۀ اطمینان (95/0) برای متغیر میانجی شایستگی اجتماعیـهیجانی در رابطۀ بین متغیر پیش‌بین و ملاک، بیرون از دامنۀ صفر قرار گرفت و این رابطۀ غیرمستقیم در سطح 001/0≥p معنی‌دار بود، شایستگی اجتماعیـهیجانی در رابطۀ بین ادراک جوّ مدرسه و رفتارهای برونی‌سازی‌شدۀ دانش‌آموزان نقش واسطه‌ای ایفا می‌کند. الگوی ساختاری این پژوهش در شکل 1 ارائه شده است. |
شکل 1. الگوی ساختاری پژوهش حاضر
بحث و نتیجه‌گیری
هدف پژوهش حاضر بررسی رابطۀ ساختاری ادراک جوّ مدرسه و رفتارهای برونیسازیشده با نقش واسطۀ شایستگی اجتماعیـهیجانی بود. نتایج حاکی از برازش مطلوب مدل مفروض با داده‌های پژوهش بود و بررسی روابط متغیرها نشان داد ادراک جوّ مدرسه و شایستگی اجتماعیـهیجانی به‌صورت مستقیم رفتارهای برونیسازیشده را پیش‌بینی می‌کنند. علاوه‌براین، ادراک جوّ مدرسه بر رفتارهای برونی‌سازی‌شدۀ دانش‌آموزان به‌واسطۀ شایستگی اجتماعیـهیجانی اثر غیرمستقیم دارد.
مدل نهایی پژوهش بیانگر اثر منفی و مستقیم ادراک جوّ مدرسه بر رفتار برونیسازیشده بود. این یافته با نتایج پژوهش‌های بائو و همکاران (2015)، ژانگ و همکاران (2021)، گاتفردسون و همکاران (2005)، لوکاس و همکاران (2006)، آکمن (2021) و استفگن و همکاران (2013) هم‌سو است. فراتحلیل استفگن و همکاران (2013) بر روی 31 مطالعۀ انجام‌شده در رابطۀ بین ادراک جوّ مدرسه و خشونت بیانگر میزان اندازۀ اثر متوسط و منفی این رابطه بود که پژوهش حاضر را می‌توان ازنظر میزان رابطه با نتایج این فراتحلیل هم‌سو ارزیابی کرد. لوکاس و همکاران (2006) نیز نشان دادند ادراک مثبت از روابط بین‌فردی دانش‌آموزان، با مشکلات رفتاری برون‌سازی‌شدۀ کمتری همراه است که به‌صورت مشابهی در مطالعۀ حاضر نیز ادراک مثبت از روابط با معلم و همسالان و درک از عدالت و قوانین روشن با کاهش مشکلات رفتاری برونیسازیشده همراه بود. مطابق نظریۀ تناسب فرد‌ـ‌محیط، تطابق بین فرد و محیط پیامدهای متفاوتی برای فرد به همراه دارد و هرچه فرد با محیط پیرامونی سازگارتر باشد، نتیجۀ رشد مطلوب‌تر است. شواهد نشان می‌دهد زمانی که دانش‌آموزان در محیط کلاسی ترجیحی و موردعلاقۀ خود قرارگرفته باشند که در آن روابط خوب با همسالان، حمایت کافی معلم، رفتار مبتنی بر عدالت، مشارکت فعال و اهداف روشن وجود دارد، عملکرد تحصیلی و رفتاری بهتری نشان می‌دهند (فریزر و فیشر[40]، 1983). وقتی کلاس و مدرسه حاوی این نقاط قوت باشد، به‌احتمال زیاد رابطۀ متقابل خوبی بین دانش‌آموزان و محیط تجربه خواهد شد. طبق مطالعات قبلی ادراک از محیط به‌صورت سازگار با نیازها و ترجیحات فردی با سطوح بالاتر بهزیستی روانی و رضایت از زندگی مرتبط است (گیلبریث و همکاران[41]، 2011). به‌تعبیری دیگر، می‌توان گفت داشتن ادراک مثبت از جوّ مدرسه به‌منزلۀ تشکیل ارتباط‌های عصبی پایدار از محیط پیرامونی در مغز دانش‌آموزان است که به‌مرور زمان شکل می‌گیرد و درک روابط سالم و مطلوب بین عوامل آموزشگاه، عدالت و نبودِ تبعیض در بافت آموزشگاهی زمینۀ مطلوبی برای یادگیری و انعطاف‌پذیری مغز را مهیا می‌کند تا در برخورد با موقعیت‌های تنش‌زایی که امکان بروز رفتارهای برون‌سازی‌شده وجود دارد، برپایۀ ارتباط‌های عصبی پیش‌ساخته نرمش و انعطاف بیشتری صورت گیرد؛ بنابراین، ادراک مثبت از جوّ مدرسه می‌تواند به‌عنوان یک عامل حفاظتی، به‌شکل مستقیم بر مشکلات رفتاری و هیجانی دانش‌آموزان مؤثر باشد و با افزایش رضایت از زندگی و ادراک مثبت از احساسات و هیجانات فردی تکانه‌های رفتاری برونیسازیشده همچون پرخاش‌گری و اعمال قانون‌شکنی را بازداری کند.
یافتۀ دیگر پژوهش حاضر اثر مستقیم و معنی‌دار شایستگی اجتماعیـهیجانی بر رفتار برونیسازیشده بود که این یافته نیز با پژوهش‌های جونز و همکاران (2011)، دسوزا و همکاران (2021)، هوبر و همکاران (2019)، احمدپور ترکی و همکاران (1397) هم‌خوان است. دسوزا و همکاران (2021)، با تدارک‌دیدن یک مداخلۀ آزمایشی با 20 دانش‌آموز 13ساله در کشور برزیل، ضمن آموزش مهارت‌های اجتماعیـهیجانی به دانش‌آموزان میزان نشانه‌های اختلال‌های درونی و برونیسازیشده را قبل و بعد از مداخله مقایسه کردند و نشان دادند با آموزش شایستگی‌های اجتماعیـهیجانی نشانگان اختلال‌های رفتاری برونیسازیشده به‌شکل معنی‌داری کاهش یافتند؛ ازاین‌رو، نتایج پژوهش حاضر را می‌توان با یافتۀ مطالعۀ مذکور هم‌سو دانست. شایستگی اجتماعیـهیجانی دربرگیرندۀ مهارت‌های هیجانی، شناختی و رفتارهای لازم برای سازگاری مناسب با موقعیت‌های مختلف اجتماعی و مدیریت تعاملات اجتماعی هستند. شواهد پژوهشی گواه این واقعیت است که نقص و کاستی در مؤلفه‌های شایستگی اجتماعیـهیجانی با رفتارهای پرخاش‌گرانه و برونیسازیشده مرتبط‌اند. یانگ و همکاران معتقدند که کاستی در کفایت هیجانی و مدیریت رفتاری و خشم به‌عنوان نشان‌دهنده‌های مؤلفۀ خودمدیریتی و خودآگاهی به تحریک بیشتر و طغیان هیجانی و رفتارهای برونی‌سازی منجر می‌شوند (یانگ و همکاران،2020). طبق دیدگاه گارنر و هینتون، شایستگی‌های اجتماعیـهیجانی با افزایش‌دادن آگاهی فراشناختی از تعاملات اجتماعی به توانایی تعدیل و تنظیم هیجانی و رفتاری در سطوح بالاتری منجر می‌شوند (گارنر و هینتون[42]، 2010)؛ بنابراین، می‌توان انتظار داشت یک نوجوان با ادراک بالاتر شایستگی اجتماعیـهیجانی در برخورد با مسائل و تعارضات گوناگون به‌سبب دایرۀ آگاهی فراشناختی بیشترْ توانمندی‌های شناختی، عاطفی و رفتاری داشته باشد؛ درنتیجه، توانایی خودکنترلی و مدیریت احساسات و هیجان به‌مراتب بیشتری نشان می‌دهد و ازاین‌طریق، درگیرشدن در اعمال خشونت‌محور و میل به مشارکت در رفتارهای برونیسازیشده کمتر می‌شود.
همچنین، طبق مدل تجربی پژوهش، ادراک از جوّ مدرسه به‌صورت غیرمستقیم و ازطریق شایستگی‌های اجتماعیـهیجانی بر رفتارهای برونیسازیشده اثر دارد. به‌عبارت دیگر، شایستگی‌های اجتماعیـهیجانی در رابطۀ ادراک از جوّ مدرسه و رفتارهای برونیسازیشده نقش واسطه‌ای دارد و این یافته با منابع پژوهشی بررسی‌شده و پژوهش‌های دومیترویچ و همکاران (2017)، فری و همکاران (2005)، جونز و همکاران (2011) و اریکسون و برو (2022) هم‌خوانی دارد. دمتروویچ و همکاران شایستگی اجتماعیـهیجانی را زمینه‌ساز افزایش تاب‌آوری افراد در برخورد با شرایط تنش‌زا و مسائل اجتماعی پیچیده در نظر می‌گیرند و عقیده دارند انجام مداخلاتی درجهت ارتقای شایستگی اجتماعی و هیجانی زمینه را برای بهبود تاب‌آوری فراهم می‌کند (دومیترویچ و همکاران[43]، 2017). طبق این قاعده و برحسب نظریۀ تناسب فرد‌ـ‌محیط درصورتی‌که نوجوان محیط مدرسه و جوّ حاکم بر فضای کلی آن را منفی و در تقابل با ترجیحات و نیازهای شخصی بیابد، می‌تواند با تکیه بر مؤلفه‌های شایستگی اجتماعیـهیجانی ازجمله خودآگاهی، آگاهی اجتماعی، خودمدیریتی، تصمیم‌گیری مسئولانه و مدیریت رابطه از سطوح بالاتری از تاب‌آوری برخوردار باشد که در برخورد با شرایط تنش‌زا به‌عنوان یک عامل حفاظتی نیرومند از واردشدن نوجوان در مشکلات برونیسازیشده جلوگیری کند. علاوه‌براین، با افزایش شایستگی اجتماعیـهیجانی و کسب آگاهی‌های فراشناختی، سطوح بالاتری از خودکارآمدی ادراک می‌شود که زمینۀ حل مسائل در شرایط تعارضی و تنش‌زا را فراهم می‌کند و به‌این‌صورت، مانع ایجاد تکانه‌های رفتار برونیسازیشده می‌شود.
نتایج این پژوهش بیانگر نقش و اهمیت ادراک جوّ مدرسه در افزایش درک شایستگی‌های اجتماعیـهیجانی و کاهش مشکلات رفتاری برون‌سازی‌شدۀ دانش‌آموزان است. براین‌مبنا، پیشنهاد می‌شود متولیان عرصۀ تعلیم‌وتربیت در مدارس به اهمیت متغیرهای مرتبط با فضای فیزیکی و روانی آموزشگاه بیش‌ازپیش اهتمام نشان دهند. مدارس با برگزاری کارگاه‌های آموزشی برای معلمان و دانش‌آموزان می‌توانند کیفیت روابط انسانی را ارتقا بخشند. برای افزایش مؤلفه‌های شایستگی اجتماعیـهیجانی در دانش‌آموزان با تدارک برنامه‌هایی مطلوب در مدارس همچون برگزاری اردوهای فرهنگی‌ـ‌تفریحی و مسابقات ورزشی چالش‌هایی برای تمرین مؤلفه‌های خودمدیریتی، تصمیم‌گیری مسئولانه و مدیریت رابطه در این موقعیت‌های اجتماعی را فراهم کرد و با پیگیری آموزش خانواده و بازآموزی دانش‌آموزان فرصت‌هایی برای بهبود مؤلفه‌های خودآگاهی و آگاهی اجتماعی را برای آنان مهیا کرد. همچنین، پیشنهاد می‌شود سازه‌های مرتبط با پژوهش حاضر درقالب روش‌های آزمایشی نیز بررسی شوند تا استنباط‌های علّی این مطالعه ضمن تأیید قابلیت تعمیم یابد. ازجمله محدودیت‌های پژوهش حاضر انتخاب یک جنس به‌عنوان نمونه و ماهیت همبستگی روش پژوهش بود. علاوه‌براین، ابزارهای سنجش متغیرها براساس خودسنجی بود که احتمال خطر سوگیری مطلوبیت اجتماعی را باتوجه‌به متغیرهای مربوط به پژوهش افزایش می‌دهد. درمجموع، نتایج پژوهش بیانگر این بود که گرچه الگوی تناسب فرد‌ـ‌محیط برحسب ادراک از جوّ مدرسه به‌تنهایی توانایی پیش‌بینی رفتار برونی‌سازی‌شدۀ دانش‌آموزان را دارد، شایستگی‌های اجتماعیـهیجانی در این میان نقش واسطه‌ای دارد و می‌تواند در تشدید یا بازداری شرکت در رفتارهای برونیسازیشده نقش مهمی ایفا کند.
تشکر و قدردانی
از تمام دانش‌آموزان شرکت‌کننده و مسئولان محترم مدارس که پژوهشگران را در انجام این پژوهش یاری کردند، صمیمانه تقدیر و تشکر می‌شود.
[1]. Fontana at al
[2]. externalizing behaviour
[3]. Zhang et al
[4]. Palmu et al
[5]. Houtepen et al
[6]. Kahle et al
[7]. Carter
[8]. Memmott-Elison et al
[9]. Piqueras et al
[10]. Farmer et al
[11]. Van Lier et al
[12]. Coccaro & Lee
[13]. Bucur et al
[14]. Natsuaki et al
[15]. Bao et al
[16]. Cohen et al
[17]. Lewin
[18]. Long
[19]. Gottfredson et al
[20]. Loukas et al
[21]. Steffgen et al
[22]. Akman
[23]. Jones et al
[24]. Berg et al
[25]. Wang & Eccles
[26]. Eriksen & Bru
[27]. De Souza et al
[28]. Huber et al
[29]. Davidson et al
[30]. Delaware School Climate Survey
[31]. Bear et al
[32]. Youth Self-report Scale (YSR)
[33]. Achenbach & Rescorla
[34]. Ebesutani et al
[35]. Social emotional competence questionnaire
[36]. Zhou & Ee
[37]. CASEL
[38]. Byrne
[39]. Bootstrapping
[40]. Fraser & Fisher
[41]. Gilbreath et al
[42]. Garner & Hinton
[43]. Domitrovich et al
)
