نوع مقاله : مقاله پژوهشی
نویسندگان
1 دانشجوی کارشناسی ارشد رشته مشاوره مسیر شغلی دانشگاه اصفهان
2 دانشیار گروه مشاوره مسیر شغلی دانشگاه اصفهان
3 استاد گروه روانشناسی دانشگاه اتریش
چکیده
هدف پژوهش حاضر تهیة جدول‌های هنجار مقیاس فرسودگی تحصیلی مسلش- فرم دانشجویان[1] بود. این پزوهش بر روی 238 نفر از دانشجویان دختر دانشگاه اصفهان که به شیوة نمونه‌گیری تصادفی ساده انتخاب شده بودند، اجرا شد. داده ها به کمک روش‌های آمار توصیفی و رسم نمودار ارایه شدند واز توزیع نرمال برخوردار بودند. نمره‌های خام به دست آمده به نمره‌های Z و T و رتبه درصدی تبدیل شد و جداول هنجار برای خرده مقیاس های فرسودگی تحصیلی به طور جداگانه محاسبه شد. به منظور تعیین پایایی این ابزار از دو روش همسانی درونی و باز آزمایی استفاده شد. ضریب آلفای کرونباخ برای خرده مقیاس‌های خستگی عاطفی 88/0، شک و تردید 90/0 و خودکارآمدی 84/0 به دست آمد، که نشان از پایایی مناسب این ابزار داشت. ضریب آلفای به دست آمده در روش بازآزمایی برای خرده مقیاس های خستگی عاطفی 89/0، شک وتردید 84/0 وخودکارآمدی 67/0 به دست آمد. روایی عاملی آزمون نیز به روش تحلیل عوامل و چرخش واریمکس نیز محاسبه شد. برای محاسبة روایی همگرا و واگرا نیز به ترتیب از پرسشنامة افسردگی دانشجویان و مقیاس محقق ساختة علاقه به رشتة تحصیلی استفاده شد. ضریب آلفای به دست آمده برای روایی واگرا برای خرده مقیاس‌های خستگی عاطفی، شک و تردید و خودکارآمدی به ترتیب 21/0-، 53/0- و 32/0- به دست آمد. همچنین، روایی همگرا برای خرده مقیاس‌های خستگی عاطفی، شک وتردید وخودکارآمدی به ترتیب 74/0/0 و 50/0 به دست آمد. از یافته‌های مذکور نتیجه‌گیری می‌شود که مقیاس فرسودگی تحصیلی- فرم دانشجویان ابزاری ، پایا و روا برای سنجش فرسودگی تحصیلی دانشجویان دختر است.
* نویسنده مسئول
[1]- Maslach Burnout Inventory
کلیدواژه‌ها
عنوان مقاله [English]
Standardization of Maslash burnout inventory among female students at University of Isfahan
نویسندگان [English]
- Z. Rostami 1
- M.R. Abedi 2
- V.B. Schuffli 3
1 MA students, university of Isfahan
2 Associate Professor, university of Isfahan
3 Depoutment of Psychology, Austria University
چکیده [English]
The Purpose of Present research was to provide standardization tables for Maslash Burnout Inventory students survey (MBI-SS). This research was executed over 238 female students at university of Isfahan who were selected randomly. Data were presented using descriptive statistics and graphs. Row grades were transformed into "Z", "T", and percentages and tabe for burnout sub-scales were calculated separately. In order to determine reliability of instruments, internal consistency method and test–retest method were used. Cronbach's alpha coefficients for exhaustion, cynicism, and academic efficacy were calculated at .88, .90, .84 respectively that showed good internal consistency. Obtained alpha coefficient through test– retest showed reliability of .89, .84, and .67 respectively for exhaustion, cynicism, and academic efficacy. Factor analysis with varimax concurrent and divergent validity, Depression Inventory and self-made scale of interest to academic field of study were used. Obtained coefficients foe exhaustion, cynicism, and academic efficacy were (-.21), (-.53), and (-.32) respectively. Also, concurrent validity for exhaustion, cynicism, and academic efficacy were calculated at .74, .68, and .50. Findings showed that MBI-SS is a valid and reliable instrument for measuring academic burnout among female students.
کلیدواژه‌ها [English]
- Burnout
- Academic burnout
- validity
- reliability
- Maslash
مقدمه
نخستین بار روانپزشکی به نام فرویدنبرگر[1] واژة فرسودگی[2] را ابداع کرد (فرویدنبرگر، 1974). در حقیقت، این واژه به معنای پیدایش نگرش، رفتار و احساس منفی در مقابل فشارهای شدید روانی مرتبط با کار است و این حالت بیش تر در افرادی پدید می آید، که ساعات طولانی از روز را در ارتباط تنگاتنگ با سایر افراد به سر می برند (رسولیان، الهی و ابراهیمی، 1383). این افراد پس از مدتی فرسوده شده، علایم فرسودگی‌که شامل: خستگی هیجانی[3]، مسخ شخصیت[4] و افت عملکرد شخصی[5] است، در آنها مشاهده می‌شود (واتزا[6] و رابرتسونا[7]، 2011). در حالت خستگی هیجانی فرد احساس می‌کند که از انرژی جسمانی یا عاطفی تهی است و از حاضر شدن در محیط کار می‌ترسد. از صمیمیت با دیگران در محیط کار اجتناب و با افراد همانند یک شی‌ء رفتار می‌کند و در نهایت احساس بی ارزشی، بی کفایتی و عدم موفقیت را نسبت به خود دارد (مسلش[8] و جکسون[9]، 1981).
پژوهشگران فرسودگی را در گروه‌های متعددی چون پرستاران، مشاوران، کارکنان مراکز سلامت و... بررسی کرده‌اند (وردنبورغ[10]، کارلوزی[11]و استین[12]،1999). در تحقیقی، ارونسون[13] و کافری[14] (به نقل از کلارک[15]، مرداک[16] و کوتینگ[17]2008) پدیدة فرسودگی را در بین پرستاران، مشاوران و دانشجویان دورة کارشناسی بررسی کردند و به این نتیجه رسیدند که دانشجویان هم به طور متوسط این پدیده را تجربه می‌کنند. یانگ[18] (2004) بر این باور است که دانشجویان نیز به سبب داشتن مشغولیت با تکالیف درسی به نوعی شاغل محسوب شده، آنها نیز مستعد فرسودگی هستند.
بودرآ[19]، سانتن[20]، همفیل[21] و دابسون[22] (2004) ادعا می‌کنند که فرسودگی تحصیلی[23] با استرس‌های فراوان، ساعات طولانی کار کردن همراه با تحصیل، دغدغه مندی و نگرانی در مورد نمره‌های درسی، شک و تردید نسبت به آینده، سطوح پایین کنترل، رضایت پایین از عدم تعادل بین زندگی شخصی و زندگی حرفه‌ای و سطح پایین دریافت حمایت از همسالان و دوستان در رابطه است.
طی سی سال گذشته، اغلب برای اندازه‌گیری فرسودگی تحصیلی در بین دانشجویان از مقیاس‌های مختلفی استفاده شده است. گالان[24]، سن مارتین[25]، پولو[26] و گینر[27](2011) از مقیاس فرسودگی مسلش- فرم عمومی[28] استفاده کرده اند. جاکوبز[29] و دد[30] (2003) نیز از مقیاس فرسودگی مسلش[31] استفاده کرده‌اند. نهایتاً شوفلی[32]، مارتینز[33]، پینتو[34]، سالانوا[35] و باکر[36] (2002) به ساخت‌‌پرسشنامه‌ای مخصوص سنجش فرسودگی دانشجویان پرداختند. این پرسشنامه فرم اصلاح‌شدة پرسشنامة فرسودگی مسلش-فرم عمومی است که اصلاحاتی در آن صورت گرفته و دارای روایی و پایایی مطلوبی است.
این پرسشنامه در بسیاری از پژوهش‌ها به کار برده شده و با متغیرهای شخصیت (دیوید[37] 2010)، کار کردن همزمان با تحصیل (لینگارد[38]،2007)، اشتیاق تحصیلی[39] (سالانوا و همکاران، 2009) و ... در رابطه است. کارلوتو[40](2006) طی پژوهشی روایی و پایایی این پرسشنامه را در بین دانشجویان برزیلی بررسی کرده و پایایی آن را برای خرده مقیاس خستگی عاطفی 81/0، شک و بدبینی[41] 59/0 و برای مقیاس خودکارآمدی[42] 74/0 گزارش کرده است.
در ایران نیز رستمی و عابدی(2011) پرسشنامة فرسودگی تحصیلی مسلش را ترجمه کرده‌اند و درستی برگردان آن نیز از سوی چند متخصص تایید شده است. برای روایی و پایایی این پرسش نامه روی 238 نفر از دانشجویان دختر دانشگاه اصفهان آزمون صورت گرفته و به منظور تعیین پایایی این ابزار، از دو روش همسانی درونی و باز آزمایی استفاده شده است. ضریب آلفای کرونباخ برای خرده مقیاس‌های خستگی عاطفی 88/0، شک وتردید 90/0و خودکارآمدی 84/0 به دست آمده که نشان از روایی مناسب این ابزار دارد. همچنین، پایایی به روش بازآزمایی پس از یک ماه برای خرده مقیاس‌های خستگی عاطفی، شک و بدبینی و خودکارآمدی تحصیلی به ترتیب 89/0، 84/0 و 67/0 به دست آمده است. روایی صوری این پرسش نامه نیز به تایید چند تن از متخصصان رسیده است. برای محاسبة روایی همگرا و واگرا نیز به ترتیب از پرسشنامة افسردگی دانشجویان[43] و مقیاس محقق ساختة علاقه به رشتة تحصیلی استفاده شده که نتایج گزارش شده حاکی از روایی مطلوب این ابزار است.
هدف اصلی پژوهش حاضر، تهیة جداول هنجار برای مقیاس فرسودگی تحصیلی در بین دانشجویان زن دانشگاه اصفهان بوده است.
روش
پژوهش حاضر هنجاریابی از نوع آزمون سازی بود. جامعة آماری این پژوهش کلیة دانشجویان دختر سال اول تا چهارم مقطع کارشناسی و کارشناسی ارشد سال تحصیلی
90-89 دانشگاه اصفهان بود که حجم جامعه با توجه به آمارهای ارائه شده از سوی ادارة آموزش دانشگاه اصفهان 9000 نفر دانشجو بود، که از این تعداد 238 نفر از دانشجویان با روش نمونه‌گیری تصادفی ساده به طور تصادفی انتخاب شدند. برای تعیین حجم نمونه از فرمول کوکران[44] (بورگ[45] وگال[46]، 1380) استفاده شد. همچنین، برای محاسبة کفایت حجم نمونه از آزمون بارتلت[47] و شاخص KMO استفاده شد، که آزمون معنادار شده و ضریب به دست آمده برابر با 90/0 بود و حاکی از کفایت ومناسب بودن حجم نمونه‌گیری بود. برای تهیة جداول هنجار پرسشنامة فرسودگی تحصیلی مسلش به 238 نفر از دانشجویان دختر دانشگاه اصفهان که به صورت تصادفی ساده انتخاب شده بودند، داده شد. نمره‌های این دانشجویان پس از استخراج به نمره‌های معیارT با میانگین 50 و انحراف معیار10 تبدیل و به این ترتیب هنجار آزمون آماده شد. تحلیل داده ها به روش آمار توصیفی و استنباطی و رسم نمودار صورت گرفت. در این پژوهش از سه ابزار به شرح زیر استفاده شده است:
پرسشنامة افسردگی دانشجویان: مقیاس افسردگی دانشجویان ابزاری نو برای سنجش میزان افسردگی دانشجویان است، که به وسیلة کواجا[48] و بریدن[49](2006) ساخته شد. این مقیاس از سه خرده مقیاس رخوت و بی حالی[50]، عامل شناختی - هیجانی[51] و انگیزة تحصیلی[52] تشکیل شده است. این مقیاس 30 سوال پنج گزینه ای دارد، که گزینه‌های آن به ترتیب از 1 تا 5 نمره‌گذاری شده، نمرة هر آزمودنی بین 30 تا 150 قرار می گیرد. در این مقیاس از آزمودنی خواسته می شود، میزان انطباق هر یک از سؤالها را با حالات روحی خود طی دو هفتة گذشته مشخص کند. در ایران توسط حجازی، رضایی شریف و شالچی (1387) این پرسشنامه برای دانشجویان دانشگاه تهران تهیه و روایی و پایایی آن نیز بررسی شده است.
در پژوهش حجازی و همکاران(1387) روایی همزمان و واگرای این آزمون به ترتیب با مقیاس های افسردگی بک[53]، شادکامی آکسفورد[54] و اندیشة خودکشی تایید شده است. نتیجة تحلیل روایی افتراقی این آزمون نیز رضایت بخش گزارش شده است. اعتبار این مقیاس با دو روش همسانی درونی و بازآزمایی محاسبه شده که ضریب اعتبار برای کل مقیاس و خرده مقیاس‌های رخوت و بی‌حالی، شناختی- هیجانی و انگیزة تحصیلی به ترتیب 93/0، 83/0، 92/0 و 91/0 گزارش شده است. همچنین، ضریب اعتبار بازآزمایی برای کل مقیاس 86/0 و برای هر کدام از خرده مقیاس‌های رخوت و بی حالی، شناختی و هیجانی و انگیزة تحصیلی به ترتیب برابر با 93/0، 80/0 و 76/0 است. در این پژوهش، به منظور بررسی روایی همزمان مقیاس فرسودگی تحصیلی مسلش- فرم دانشجویان از این پرسشنامه استفاده شده است.
پرسشنامة فرسودگی تحصیلی مسلش- فرم دانشجویان(پیوست1): این پرسشنامه اصلاح شدة مقیاس فرسودگی مسلش- فرم عمومی است، که برای استفاده در نمونة دانشجویان توسط شوفلی و همکارانش(2002) اصلاح شده است. این پرسشنامه در کل 15 سوال دارد و شامل سه خرده مقیاس است. خستگی عاطفی با 5 سؤال اندازه‌گیری می شود. شک و بدبینی از طریق 4 سؤال بررسی شده، خودکارآمدی تحصیلی با 6 سوال اندازه‌گیری می‌شود. همة سؤالها در یک پیوستار 7 درجه ای از هرگز (0) تا همیشه(6) نمره‌گذاری می شوند. نمره‌های بالا در خستگی عاطفی و شک و بدبینی و نمره‌های پایین در خودکارآمدی نشان‌دهندة فرسودگی تحصیلی اند، که البته، خودکارآمدی به صورت معکوس نمره‌گذاری می‌شود. در فرم اصلی مقیاس فرسودگی تحصیلی مسلش نسخه دانشجویان، اعتبار این مقیاس به وسیلة روش همسانی درونی در نمونه‌های هلندی، پرتقالی و اسپانیایی چنین گزارش شده است:
نمونة اسپانیایی(خستگی عاطفی 74/0، شک و بدبینی 79/0، خودکارآمدی تحصیلی 76/0)
نمونة پرتغالی (خستگی عاطفی 79/0، شک و بدبینی 82/0، خودکارآمدی تحصیلی69/0)
نمونة هلندی (خستگی عاطفی 80/0، شک و بدبینی 86/0، خودکارآمدی تحصیلی 67/0)
ضریب روایی همزمان این مقیاس با پرسشنامه ی اشتیاق تحصیلی و مقیاس محقق ساختة موفقیت تحصیلی تأیید کنندة روایی مطلوب این مقیاس است (شوفلی و همکاران، 2002).
مقیاس محقق ساختة علاقه به رشتة تحصیلی: در این مقیاس دانشجویان باید میزان علاقة خود به رشتة تحصیلی‌شان را از 0 تا 100 مشخص می‌کردند. در ابتدا پرسشنامة فرسودگی تحصیلی مسلش از سوی رستمی و همکاران (2011) به فارسی ترجمه و درستی ترجمه توسط سه نفر از متخصصان گروه مشاوره دانشگاه اصفهان که مسلط به زبان انگلیسی بودند، تایید شد. سپس با استفاده از روش ترجمة معکوس[55] متن فارسی توسط یکی از دانشجویان دکترای مشاورة مسلط به زبان انگلیسی به انگلیسی برگردانده شد و برای یکی از سازندگان آزمون (شوفلی) ارسال شد. پس از چندین بار تغییر در متن فارسی نهایتا شوفلی ترجمه را تایید کرد.
یافته‌ها
یافته‌های به دست آمده نمایانگر این بودند که داده‌ها از توزیع نرمال برخوردارند. پایین‌ترین نمره در خرده مقیاس خستگی عاطفی، شک و بدبینی و خودکارآمدی، و بالاترین نمره برای خستگی عاطفی، شک و بدبینی و خودکارآمدی تحصیلی به ترتیب 28، 24 و 36 بوده است.
نمره‌های به دست آمده به نمره‌های Z با میانگین صفر و انحراف معیار 1 تبدیل شد. نمره های T، رتبه درصدی و نمرة آزمودنی‌ها در جدول 1 نشان داده شده است. همچنین، به منظور نمایش بصری نرمال بودن نمره‌های هرکدام از خرده مقیاس ها از نمودار ستونی استفاده شد، که در نمودار1، 2 و 3 نشان داده شده است.
جدول 1: نمره‌هایT و هنجار درصدی
|
خرده مقیاس خستگی عاطفی |
خرده مقیاس شک و بدبینی |
خرده مقیاس خودکارآمدی تحصیلی |
|||||||||
|
نمره |
Z |
T |
رتبه درصدی |
نمره |
Z |
T |
رتبه درصدی |
نمره |
Z |
T |
رتبه درصدی |
|
0 |
44/1- |
53/35 |
6/6 |
0 |
44/1- |
37/37 |
13 |
0 |
02/2- |
72/29 |
6/2 |
|
1 |
30/1- |
97/36 |
4/11 |
1 |
30/1- |
92/38 |
7/18 |
1 |
89/1- |
04/31 |
1/3 |
|
2 |
15/1- |
40/38 |
2/16 |
2 |
59/1- |
47/40 |
9/23 |
2 |
7/1- |
36/32 |
3/5 |
|
3 |
01/1- |
84/39 |
9/18 |
3 |
01/1- |
01/42 |
4/30 |
3 |
6/1- |
68/33 |
5/7 |
|
4 |
87/0- |
27/41 |
1/24 |
4 |
87/0- |
56/43 |
4/37 |
4 |
4/1- |
01/35 |
7/9 |
|
5 |
72/0- |
71/42 |
1/28 |
5 |
72/0- |
11/45 |
2/42 |
5 |
36/1- |
33/36 |
9/11 |
|
6 |
58/0- |
14/44 |
2/34 |
6 |
58/0- |
66/46 |
47 |
6 |
23/1- |
65/37 |
5/14 |
|
7 |
44/0- |
58/45 |
8/40 |
7 |
44/0- |
20/48 |
9/50 |
7 |
10/1- |
97/38 |
2/17 |
|
8 |
29/0- |
02/47 |
8/47 |
8 |
29/0- |
75/49 |
1/56 |
8 |
97/- |
29/40 |
4/19 |
|
9 |
15/0- |
45/48 |
6/52 |
9 |
15/0- |
30/51 |
9/60 |
9 |
83/0- |
61/41 |
3/23 |
|
10 |
01/0- |
89/49 |
5/57 |
10 |
01/0- |
58/52 |
2/65 |
10 |
70/0- |
93/42 |
1/25 |
|
11 |
13/0 |
32/51 |
8/61 |
11 |
13/0 |
39/54 |
7/68 |
11 |
57/0- |
25/44 |
6/28 |
|
12 |
27/0 |
76/52 |
7/66 |
12 |
27/0 |
94/55 |
8/74 |
12 |
44/0- |
57/45 |
1/36 |
|
13 |
41/0 |
19/54 |
6/70 |
13 |
41/0 |
49/57 |
8/77 |
13 |
31/0- |
89/46 |
8/38 |
|
14 |
56/0 |
63/55 |
1/74 |
14 |
56/0 |
03/59 |
9/80 |
14 |
17/0- |
21/48 |
4/45 |
|
15 |
70/0 |
06/57 |
2/77 |
15 |
70/0 |
58/60 |
83 |
15 |
04/0- |
53/49 |
8/49 |
|
16 |
85/0 |
50/58 |
1/81 |
16 |
85/0 |
13/62 |
4/87 |
16 |
08/0- |
86/50 |
1/55 |
|
17 |
99/0 |
94/59 |
1/85 |
17 |
99/0 |
68/63 |
90 |
17 |
21/0 |
18/52 |
4/60 |
|
18 |
13/1 |
37/61 |
5/85 |
18 |
71/1 |
22/65 |
6/92 |
18 |
34/0 |
50/53 |
2/65 |
|
19 |
28/1 |
81/62 |
2/88 |
19 |
85/1 |
77/66 |
9/93 |
19 |
48/0 |
82/54 |
70 |
|
20 |
42/1 |
24/64 |
9/89 |
20 |
99/1 |
32/68 |
2/95 |
20 |
61/0 |
14/56 |
74 |
|
21 |
56/1 |
68/65 |
1/92 |
21 |
14/2 |
87/69 |
4/97 |
21 |
74/0 |
46/57 |
9/78 |
|
22 |
7/1 |
11/67 |
3/94 |
22 |
28/2 |
41/71 |
8/97 |
22 |
87/0 |
78/58 |
8/82 |
|
23 |
8/1 |
55/68 |
1/96 |
23 |
42/2 |
96/72 |
7/98 |
23 |
01/1 |
1/60 |
3/86 |
|
24 |
99/1 |
98/69 |
5/96 |
24 |
57/2 |
51/74 |
100 |
24 |
14/1 |
42/61 |
5/88 |
|
25 |
1/2 |
42/71 |
4/97 |
|
25 |
27/1 |
74/62 |
2/91 |
|||
|
26 |
28/1 |
86/72 |
8/97 |
26 |
40/1 |
06/64 |
1/92 |
||||
|
27 |
42/2 |
29/74 |
6/99 |
|
27 |
53/1 |
38/65 |
4/93 |
|||
|
28 |
57/2 |
73/75 |
100 |
|
28 |
67/1 |
71/66 |
6/95 |
|||
|
|
|
|
|
|
29 |
80/1 |
03/68 |
9/96 |
|||
|
|
30 |
93/1 |
35/69 |
7/98 |
|||||||
|
|
31 |
06/2 |
67/70 |
1/99 |
|||||||
|
|
32 |
19/2 |
99/71 |
6/99 |
|||||||
|
|
36 |
72/2 |
27/77 |
100 |
|||||||
نمودار1: توزیع نرمال نمره‌های خرده مقیاس خستگی عاطفی
w
نمودار2: توزیع نرمال نمره‌های خرده مقیاس شک وبدبینی
نمودار3: توزیع نرمال نمره‌های خرده مقیاس خودکارآمدی تحصیلی
برای محاسبة پایایی از دو روش همسانی درونی و شیوة بازآزمایی به روش آلفای کرونباخ استفاده شد. برای تعیین همسانی درونی روش آلفای کرونباخ ضریب 88/0، 90/0 و 84/0 را به ترتیب برای خرده مقیاس‌های خستگی عاطفی، شک و تردید و خودکارآمدی تحصیلی به دست داد. برای تعیین پایایی به روش بازآزمایی روی نمونة 40 نفری که به تصادف انتخاب شده بودند، با فاصلة یک ماه ضریب 89/0، 84/0 و 67/0 به ترتیب برای خرده مقیاس‌های خستگی عاطفی، شک و بدبینی و خودکارآمدی تحصیلی به دست آمد.
در بررسی روایی عاملی با روش تحلیل عوامل و چرخش واریمکس و با توجه به مقادیر ویژه بالاتر از یک، سه عامل استخراج شد که این عوامل عبارت بودند از: خستگی عاطفی، شک و بدبینی و خودکارآمدی تحصیلی که نتایج در جدول 2 نشان داده شده است.
جدول2: اجزای ماتریکس چرخش
|
|
عوامل |
||
|
سؤالها |
خستگی عاطفی |
شک و تردید |
خودکارآمدی تحصیلی |
|
1 |
74/0 |
|
30/0 |
|
2 |
83/0 |
|
|
|
3 |
77/0 |
|
|
|
4 |
76/0 |
|
30/0 |
|
5 |
72/0 |
|
32/0 |
|
6 |
57/0 |
|
55/0 |
|
7 |
61/0 |
|
59/0 |
|
8 |
41/0 |
78/0 |
|
|
9 |
42/0 |
73/0 |
54/0 |
|
10 |
|
|
73/0 |
|
11 |
|
|
79/0 |
|
12 |
|
|
71/0 |
|
13 |
|
41/0 |
57/0 |
|
14 |
|
41/0 |
66/0 |
|
15 |
|
|
78/0 |
با توجه به این که همة سؤالها در عوامل سه گانه قرار گرفتند و نتایج در جدول 3 نشان داده شده، در مجموع این سه عامل 27/67 درصد واریانس کل را تبیین کردند.
جدول 3 : عوامل و سؤالها
|
عوامل |
سؤالها |
|
خستگی عاطفی |
1، 2، 3، 4، 5، 6، 7 |
|
شک و بدبینی |
8، 9 |
|
خودکارآمدی تحصیلی |
10، 11، 12، 13، 14، 15 |
عامل اول، دوم و سوم به ترتیب تبیین‌کنندة 76/27، 22/22 و 29/17 واریانس‌کل هستند. همچنین، ضریب KMO برای این تحلیل 90/0 است، که نشان می‌دهد‌حجم نمونه برای تحلیل خوب و قابل قبول بوده است. برای بررسی معنادار بودن ماتریس همبستگی داده‌های موجود، آزمون بارتلت به کار برده شد و سطح معناداری آن P<0/001 بودکه نشان می دهد، فرضیة صفر بودن همبستگی در جامعه رد می شود و می توان تحلیل عوامل را انجام داد؛یعنی همبستگی در جامعه وجود دارد.
برای بررسی روایی همزمان پرسشنامه همبستگی مقیاس فرسودگی تحصیلی با نمرة کل پرسشنامة افسردگی دانشجویان محاسبه شد و ضریب همبستگی 74/0، 68/0 و 50/0 را به ترتیب برای خرده مقیاس‌های خستگی عاطفی، شک و بدبینی و خودکارآمدی تحصیلی به دست داد. برای بررسی روایی واگرا نیز از مقیاس محقق ساختة علاقه به رشتة تحصیلی استفاده شد که برای خرده مقیاس‌های خستگی عاطفی،شک وبدبینی و خودکارآمدی تحصیلی به ترتیب ضرایب 21/.-، 53/0- و 32/0- به دست آمد که نتایج در جدول 4 نشان داده شده است.
جدول4 : همبستگی بین پرسشنامة فرسودگی تحصیلی مسلش- فرم دانشجویان و پرسشنامة افسردگی تحصیلی و مقیاس محقق ساختة علاقه به رشتة تحصیلی
|
مقیاس و خرده مقیاس‌ها |
خستگی عاطفی |
شک و تردید |
خودکارآمدی تحصیلی |
|
خستگی عاطفی |
1 |
72/0** |
39/0** |
|
شک و تردید |
72/0** |
1 |
43/0** |
|
خودکارآمدی تحصیلی |
39/0** |
43/0** |
1 |
|
نمرة‌کل پرسشنامه افسردگی دانشجویان |
74/0** |
68/0** |
50/0** |
|
رخوت و بی حالی |
70/0** |
46/0** |
53/0** |
|
شناختی و هیجانی |
70/0** |
66/0** |
53/0** |
|
انگیزة تحصیلی |
71/0** |
67/0** |
48/0** |
|
علاقه به رشتة تحصیلی |
21/0-** |
53/0-** |
32/0-** |
P<0/01**
بحث و نتیجه‌گیری
پژوهش حاضر با توجه به اهمیت جایگاه فرسودگی تحصیلی و به منظور پرکردن جای خالی ابزاری در زمینة فرسودگی تحصیلی صورت گرفت تا موقعیت مناسبی برای پژوهش، تشخیص، ارزیابی و درمان بهتر فراهم شود. نتایج تحلیل عاملی پژوهش نشان می‌دهد که این مقیاس از سه عامل تشکیل شده که شامل خرده مقیاس های خستگی عاطفی، شک و بدبینی و خودکارآمدی است. نتایج به دست آمده از تحلیل عاملی در این پژوهش با چارچوب نظری فرم اصلی مقیاس و عوامل استخراج شده از سوی شوفلی و همکارانش(2002)، کارلوتو (2006) و هو[56] و شوفلی(2009) همخوانی دارد. در واقع نتایج به دست آمده در دانشجویان جامعة ایرانی با نمونة پرتغالی(شوفلی و همکاران، 2002)، اسپانیایی(شوفلی و همکاران، 2002)، هلندی(شوفلی و همکاران، 2002)، آفریقایی (کارلوتو، 2006) و چینی (هو و شوفلی، 2009) همسان است.
همچنین برای این مقیاس جدول هنجار درصدی و نمره‌های T تعیین شد، که نمره‌های T می تواند اطلاعات استانداردی را دربار میزان فرسودگی تحصیلی دانشجویان دختر ارایه دهد، این امر می تواند مبنایی برای مقایسة نمره‌های افراد با یک ملاک هنجار در نظر گرفته شود و با توجه به نتایج کلی پژوهش می توان با استفاده از پرسشنامة فرسودگی تحصیلی مسلش، فرسودگی تحصیلی دانشجویان فرسوده را اندازه گرفت.
در بررسی روایی عاملی سه عامل از نتایج پژوهش استخراج شد و با نتایج فرم اصلی همخوانی داشت، با این تفاوت که خرده مقیاس شک و بدبینی فقط دارای دوسوال است (سؤال‌های 8 و 9)، اما فرم اصلی مقیاس (شوفلی و همکاران، 2002) چهار سؤال دارد که شامل سؤال‌های 6 و 7 و 8 و 9 است. به نظر می‌رسد که سؤال 6 (از زمان نام نویسی در دانشگاه نسبت به دروسم کم علاقه شده‌ام و 7 (درمورد دروسم شور واشتیاق کمتری دارم) بیشتر مرتبط با خرده مقیاس خستگی عاطفی باشد تا خرده مقیاس شک و بدبینی و شاید این مساله با تفاوت های فرهنگی باشد.
به منظور بررسی روایی همگرای این آزمون، از پرسشنامة افسردگی دانشجویان استفاده شد و ضریب همبستگی بالایی که از نتایج حاصل شد، نشان دهندة مطلوب بودن روایی همگرای آزمون بود. اگرچه برای تعیین روایی همزمان این مقیاس در فرم اصلی آن همبستگی نمره‌های فرسودگی تحصیلی با معدل دانشجویان گرفته شده، اما نکتة جالب توجه این که در این پژوهش بین معدل و نمرة فرسودگی تحصیلی دانشجویان هیچ‌گونه همبستگی مشاهده نشد.
جامعة این پژوهش فقط دانشجویان دختر بودند و امکان مقایسة نمره‌های بین دو گروه دختر و پسر دانشجو فراهم نبود. نمونة این پژوهش فقط دانشجویان بودند و این پرسشنامه با توجه به وجود فرسودگی در بین دانش آموزان قابل استفاده و تعمیم برای آنها نیست و برای استفاده از آن در جمعیت‌های دیگر باید با احتیاط عمل کرد و شرایط روانسنجی لازم را مورد توجه قرار داد. با توجه به محدودیت‌های اشاره شده؛ یعنی فقط دختر بودن نمونه و این که پژوهش روی دانش‌آموزان و دیگر گروه‌هایی که در معرض ابتلا به فرسودگی تحصیلی هستند،انجام نشده، پیشنهاد می‌شود که این محدودیت‌ها در تحقیقات بعدی مورد توجه محققان قرار گیرد. بنابراین، با در نظر گرفتن نتایج پژوهشی این پرسشنامه به جهت برخوردار بودن از خصوصیات مناسب روانسنجی و نیز سهولت اجرا در فعالیت های پژوهشی و درمانی به خوبی قابل استفاده است.
تقدیر و تشکر
از خانم دکترشیوا رضوان، دکتری مشاوره که صمیمانه در ترجمة معکوس مقیاس همکاری کردند، سپاسگزاری می‌شود.
[1]- Freudenberger
[2]- burnout
[3]- exhaustion
[4]- depersonalization
[5]- reduced personal accomplishment
[6]- Wattsa
[7]- Robertsona
[8]- Maslach
[9]- Jackson
[10]- Vredenburgh
[11]- Carlozzi
[12]- stein
[13]- Aaronson
[14]- Kafry
[15]- Clark
[16]- Murdock
[17]- Koetting
[18]-Yang
[19]- Boudreau
[20]- Santen
[21]- Hemphill
[22]- Dobson
[23]- student burnout
[24]- Gala´n
[25]- Sanmartı´n
[26]- Polo
[27]-Giner
[28]- Maslach burnout inventory- general survey
[29]- Jacobs
[30]- Dodd
[31]- Maslach burnout inventory
[32]- Schaufeli
[33]- Martinz
[34]- Pinto
[35]- Salanova
[36]- Bakker
[37]- David
[38]- lingard
[39]- academic engagement
[40]- Carlotto
[41]- Cynicism
[42]- self- efficacy
[43]- University Student Depression Inventory (USDI)
[44]- Cochran
[45]- Borg
[46]- Gall
[47]- Bartlett's test
[48]- Khawaja Nigar
[49]- Bryden
[50]- lethargy
[51]- cognitive – emotional
[52]- academic motivtion
[53]- Beck
[54]- Oxford
[55]- back translate
[56]- Hu
حجازی، الهه؛ رضایی شریف، علی؛ شالچی، بهزاد. (1387). بررسی ویژگی‌های روانسنجی پرسشنامة افسردگی دانشجویان در بین دانشجویان دانشگاه تهران،مطالعات روانشناسی، 4(2)، 149-125.
رسولیان، مریم؛ الهی، فاطمه؛ افخم ابراهیمی، عزیزه. (1383). ارتباط فرسودگی شغلی با ویژگی‌های شخصیتی در پرستاران،اندیشه و رفتار، 9(4) 24-18.
گال، م.، بورگ، و.، و گال، ج. (1380). روش‌های تحقیق کمّی و کیفی در روانشناسی و علوم تربیتی(ترجمه احمدرضا نصر و همکاران)، تهران: سمت و دانشگاه شهید بهشتی.
Boudreau, D., Santen, S. A., Hemphill R. R. & Dobson J. (2004). Burnout in medical students: Eexamining the prevalence and predisposing factors during the four years of medical school. Annals of Emergency Medicine, 44 (4), Supplement 1, 75-76.
Carlotto, M. S. (2006). Psychometric characteristics of the Maslach burnout inventory (MBI-SS) in Brazilian college students. Psico-USF, 11(2), 167-173.
Clark, H. K., Nancy L. Murdock, N, L., Koetting, K., (2008). Predicting burnout and career choice satisfaction in counseling psychology graduate students. The Counseling Psychologist, 37, 580-606.
David, A. P. (2010) Examining the relationship of personality and burnout in college students: The role of academic motivation. Educational Measurement and Evaluation Review, 1, 90-104.
Freudenberger, H. J. (1974). Staff burn-out. Journal of Social Issues, 30, 159–165.
Gala´n, F., Arturo Sanmartı´n, A., Polo, J., Giner, L. (2011). Burnout risk in medical students in Spain using the Maslach burnout inventory-student survey. Int Arch Occup Environ Health, 84, 453–459.
Hu, qlao., Schaufeli, W. B. (2009). The factorial validity of the maslach burnout inventory – student survey in China, Psychological Report, 105, 394-408.
Jacobs, S, R., Dodd, D, K. (2003). Student burnout as a function of personality, social support, and workload, Journal of College Student Development, 44, (3) 291-303.
Khawaja Nigar, N. &, Bryden Kelly, J, (2006). The development and psychometric investigation of the university student depression inventory. Journal of Affective Disorders, 96, 21-29.
Lingard, H. (2007) Conflict between paid work and study: Does it impact upon students’ burnout and satisfaction with university life? Journal for Education in the Built Environment, 2, (1), 90-109.
Maslach, C., Jackson, S. E. (1981). The measurement of experienced burnout. Journal of Occupational Behavior, 2, 99-113.
Rostami, Z., Abedi, M. R., Schaufeli, W. B., Ahmadi, S, A.
(2011). Reliability and validity of the Mslach burnout inventory (MBI-SS) among female students in University of Isfahan (Iran). Being submission.
Schaufeli, W. B., Martinez, I. M., Marques-Pinto, A., Salanova, M., Bakker, A. (2002). Burnout and engagement in university students: A cross-national study. Journal of Cross-Cultural Psychology, 33 (5), 464-481.
Salanova, M., Schaufeli, W., Martı´nez, I., Breso, E.(2009). How obstacles and facilitators predict academic performance: The mediating role of study burnout and engagement. Anxiety, Stress & Coping, 26, 1-18.
Vredenburgh, L. D., Carlozzi, A. F., & Stein, L. B. (1999). Burnout in counseling psychologists: Type of practice setting and pertinent demographics. Counselling Psychology Quarterly, 12, 293-302.
Wattsa, J., Robertsona, N. (2011). Burnout in university teaching staff: A systematic literature review. Educational Research, 53, 1, 33–50.
Yang, H. (2004). Factors affecting study burnout and academic achievement in multiple enrolment programs in Taiwan’s technical-vocational colleges. International Journal of Educational Development, 24, 283-301.
پیوست 1: پرسشنامة فرسودگی تحصیلی مسلس- نسخة دانشجویان
ردیف
سؤال
هرگز
خیلی بندرت
نسبتاکم
گاهی اوقات
نسبتا
زیاد
بیشتر اوقات
همیشه
1
احساس می کنم که به خاطر انجام فعالیت‌های مربوط به تحصیل تهی شده‌ام.
1
2
3
4
5
6
7
2
در پایان روز در دانشگاه احساس بی رمقی می‌کنم.
1
2
3
4
5
6
7
3
وقتی که صبح بیدار می شوم و مجبورم که روزی دیگر را در دانشگاه سپری کنم، احساس خستگی می کنم.ص
1
2
3
4
5
6
7
4
با مطالعه یا حضور در کلاس به من فشار می آید.
1
2
3
4
5
6
7
5
به خاطر انجام فعالیت های مربوط یه تحصیل احساس فرسودگی می کنم.
1
2
3
4
5
6
7
6
از زمان قبولی و ثبت نام در دانشگاه نسبت به دروسم کم علاقه شده ام.
1
2
3
4
5
6
7
7
نسبت به دروسم شوروشوق کمتری دارم.
1
2
3
4
5
6
7
8
نسبت به اهمیت دروسم تردید دارم.
1
2
3
4
5
6
7
9
نسبت به کاربرد دروسم بیشتر بدگمان شده ام.
1
2
3
4
5
6
7
10
به طور موثری می توانم، مشکلاتی را که در فعالیت های مربوط به تحصیل ام به وجود می آید حل کنم.
1
2
3
4
5
6
7
11
معتقدم که مشارکت مؤثری در کلاس ها دارم.
1
2
3
4
5
6
7
12
به عقیدة خودم دانشجوی خوبی هستم.
1
2
3
4
5
6
7
13
وقتی به اهداف تحصیلی ام دست می یابم، احساس برانگیختگی می کنم.
1
2
3
4
5
6
7
14
موارد جالب زیادی را درجریان تحصیل یاد گرفتم.
1
2
3
4
5
6
7
15
در طول کلاس اطمینان دارم که در انجام کارها مؤثرم.
1
2
3
4
5
6
7
