Investigating the Effect of Perception of Teaching Support on Teaching Efficiency Among Faculty Members of the University of Isfahan

Document Type : Original Article

Authors

1 Ph.D student of higher education management, university of isfahan

2 Instructor, department of education, University of isfahan

3 M. A. of Educational Planning, University of Isfahan. iran

Abstract

The purpose of this research was to investigating the effect of perception of teaching support on teaching efficiency among faculty members. The method of the research was‌ descriptive correlative and Statistical population of the research included all faculty members of university of Isfahan, in academic year 2017- 2018, and a sample of 242 persons by using proportional stratified sampling were randomly selected. To collect information, researcher has used two questionnaire: Teaching Support and Teaching Efficacy (FTE) Chang et al. (2010). The validity of questionnaires was confirmed and reliability of questionnaire were determined through cronbach alpha coefficients that resulted in 0.91 and 0.95 respectively. Collected data were analyzed using software SPSS 23 and Amos23.The results showed that there is a positive and significant relationship among perceived teaching support and teaching efficacy and teaching resources, peer support and administrative support, respectively, had the most effect on teaching efficiency. Moreover, Also, the results of the review of the Faculty perceptions showed: 1) Female faculty members report a higher level of efficacy in course design and learning assessment; Male faculty members report a higher level of efficacy in technology usage and class management; faculty members with low teaching experience indicate higher perceptions of teaching efficacy in technology usage; Faculty members with high teaching experience indicate higher perceptions of teaching efficacy in class management; and Faculty members in education and Foreign Languages report a higher level of efficacy in course design and class management than faculty members in other disciplines. And 3) The faculty members of science received less support than other faculty members in the dimension of teaching resources. Finally, Results of structural equations showed that Perceived teaching support with path coefficient of 0.74 directly explain 55 percent of the variance of teaching efficacy.
 
 

Keywords

Full Text

آموزش عالی مفهوم نوینی در جامعة بشر نیست و به‌عنوان مجموعه­ای فرهنگ­ساز و تمدن­ساز و تأثیر عمیق و همه­جانبه­ بر توسعه و ارزش­آفرینی در حوزه­های اقتصادی، اجتماعی و فرهنگی جوامع ازطریق پرورش سرمایه­های انسانی و اجتماعی اهمیت ویژه و حیاتی برخوردار است و یکی از ارکان مهم توسعة کشورها قلمداد می­شود. برنامه‌های درسی، قلب و موتور محرّکه هر نظام آموزشی است و براساس آن‌ها می‌توان کم­وکیف یک سیستم آموزشی در هر دوره و پایه‌ای ارزشیابی نمود (آندریان[1]، 2019؛ سلیمی، کشتی­آرای و فتحی واجارگاه، 1393). یکی از مهم‌ترین عناصر برنامه‌های درسی که اغلب نظریه‌پردازان این حوزه به آن اشاره نموده‌اند، تدریس است (اسدیان، پیری و سعادت­فر، 1396).

تدریس مفهومی است که در ذیل مفهوم آموزش قرار می‌گیرد. کیفیت آموزش وابسته به کیفیت تدریس است و نتایج یادگیری فراگیران را بهبود می­دهد. پژوهش دربارة کیفیت تدریس در دانشگاه ازجمله مهم‌ترین مسائلی است که از یک‌سو بازخورد مناسب برای تجزیه‌وتحلیل مسائل آموزشی، آگاهی از نیازهای اعضای هیئت­علمی و انتظارات فراگیران و درنهایت تصمیم‌گیری‌های حال و آینده می­شود و از سوی دیگر، با آگاهی اعضای هیئت‌علمی از کیفیت عملکرد خود موجب اصلاح شیوه‌ها و روش‌های آموزشی و درنتیجه، افزایش کیفیت تدریس می­شود. آگاهی اعضای هیئت‌علمی از عوامل مؤثر بر بهبود تدریس موجب تغییر تدریس و تطابق فعالیت­های آموزشی از نظریة انتقال دانش به ایجاد ساخت دانش توسط فراگیر و فعال­کردن وی می­شود. به­عبارت­دیگر، روش تدریس از رفتارگرایی به سازاگرایی[2] تبدیل می­شود (صفری، 1390؛ نورتن، ریچارسون، هارتلی، نیواستد و میز[3]، 2005).

در راستای افزایش کیفیت تدریس، مفهوم کارآمدی تدریس[4] در چند دهة اخیر موردتوجه قرارگرفته است. کارآمدی تدریس از نظریه خودکارآمدی بندورا[5] (1997) نشئت گرفته ‌شده است. بنابر نظر بندورا (1986) خودکارآمدی به «قضاوت افراد از توانایی‌های خود برای سازمان­دهی و اجرای اقدامات لازم برای دستیابی به نوع مشخصی از عملکرد» اشاره دارد (هان، ین و ونگ[6]، 2018). درزمینة تدریس، خودکارآمدی مدرس عبارت است از میزان باور مدرس به اینکه او می‌تواند روی رفتار و موفقیت تحصیلی یادگیرندگان، خصوصاً یادگیرندگان دارای مشکل و بی‌انگیزه تأثیر داشته باشد(هوی[7]، 2004؛ بروتن و فرازیر[8]، 2012) به­طوری­که، از روش­های محتلف و چالش­برانگیز استفاده کند (دیمر[9]، 2014). ازنظر بندورا (2007)، خودکارآمدی صرفاً محصول دانش و مهارت‌های فرد نیست و اعتقاد فرد به توانایی‌های خود برای مواجهه با وظایف دشوار است (اشنل، رینگایسن، رافلدر و رمن[10] ، 2015)؛ بنابراین همراه با مهارت‌های لازم برای آموزش و دانش تخصصی، مدرسان باید نسبت به توانایی‌های خود درزمینة شیوه‌های آموزشی مناسب- که باعث یادگیری، انگیزه و دیگر نتایج مثبت در فراگیران می‌شود- مطمئن باشند و به­نحوی خود را باور داشته باشند (اسکات[11]، 2015؛ شونفلد[12]، 2015؛ دافین، فرنچ و پاتریک[13]، 2012).

اشتون و وب[14] (1986) برای خودکارآمدی مدرسان دو بعد را مطرح کردند: کارآمدی تدریس و کارآمدی شخصی. کارآمدی تدریس باورهایی است که براساس آن­ها مدرسان می‌توانند بر یادگیری فراگیران تأثیر بگذارند (کیم و شین[15]، 2017). گیبسون و دیمبو[16] (1984) نیز براساس نظریة یادگیری شناختی- اجتماعی بندورا دو بعد را برای کارآمدی تدریس در نظر گرفته‌اند که شامل کارآمدی شخصی تدریس (باور مدرس به توانایی‌ها و مهارت‌های خود درزمینة تدریس) و کارآمدی عمومی تدریس (باور مدرس به توانایی خود به‌منظور تأثیر و غلبه­ بر عوامل زمینه‌ای تأثیرگذار بر موفقیت تحصیلی فراگیران).

ازنظر پژوهشگران، احساس کارآمدی مدرسان درزمینة تدریس نتایج مثبتی به دنبال دارد؛ به­طوری­که ادراک مدرسان از کارآمدی تدریس خود، تأثیر مثبتی بر پژوهش، سبک­های تدریس، موفقیت و حمایت از فراگیران دارد (ژانگ، فو، لی و هی[17]، 2019؛ راس[18]، 1994 به نقل از دوانگ[19]، 2017 ب). گودارد، هوی و هوی[20] (2000) نیز نشان دادند که کارآمدی تدریس اعضای هیئت‌علمی به پیشرفت تحصیلی دانشجویان، انگیزة درونی و اثربخشی یادگیری کمک می‌کند. همین­طور، مدرسان با حس کارآمدی قوی دربارة توانایی‌ خود درزمینة تدریس، مولّدتر هستند؛ اعتمادبه‌نفس بیشتری دارند (بن خیرانی و بن رزاک[21]، 2010)؛ زمان بیشتری را به تدریس اختصاص می‌دهند؛ از ایده‌های جدید استقبال می‌کنند، بیشتر مایل به آزمایش روش‌های جدید و متعهد به تدریس هستند و تمایل دارند سطوح بالایی از برنامه‌ریزی، جدّیت و اشتیاق خود را نشان دهند (هوی، 2004). به عقیدة کیم و چو[22] (2014) کارآمدی تدریس شوک و اضطرابی را که مدرسان تازه‌کار با ورود به محیط آموزشی با آن مواجه می‌شوند کاهش دهد. به‌طورکلی می‌توان گفت کارآمدی تدریس عامل مهمی است که هم رشد حرفه‌ای مدرسان و هم یادگیری، موفقیت و انگیزش فراگیران را تعیین می‌کند (لی و سو[23]، 2014).

اکثر مطالعات خودکارآمدی بر معلمان مدارس ابتدایی و متوسطه تمرکز دارند (دوانگ، 2017 الف)؛ بااین‌حال مطالعاتی درزمینة آموزش کارآمد در آموزش عالی با تمرکز بر مفاهیم تدریس انجام‌ شده و چارچوب‌های مختلفی برای کارآمدی تدریس دانشگاهی و رفتار آموزشی اعضای هیئت‌علمی ارائه شده است؛ برای ‌مثال براون[24] (1993) معتقد است که کارآمدی تدریس اعضای هیئت‌علمی دربرگیرندة طراحی دوره (طرح درس)، مدیریت کلاس، تعامل معلم-دانشجو، فراهم‌کردن فرصت‌های یادگیری، ارزیابی و ارائة بازخورد به دانشجویان است. فراهم­کردن و ارائة سایر فرصت‌های یادگیری می‌تواند شامل استفاده از فناوری، مانند استفاده از کامپیوتر و یا پاورپوینت باشد. گوو و کمبر[25] (1993) نیز در پژوهش خود براساس مصاحبه‌هایی که انجام دادند 9 بعد را برای کارآمدی تدریس تعیین کردند که شامل آموزش برای مشاغل خاص، به­اشتراک­گذاری اطلاعات، دانش موضوعی، حل مسئله، برانگیختگی و تحریک فراگیران، استفاده از فناوری، تدریس تسهیل‌کننده، علاقه‌مندی شخصی و تدریس تعاملی هستند. چانگ، مکیچی و لین[26] (2010) نیز براساس مطالعات پیشین، چارچوبی برای تدریس دانشگاهی ارائه کردند که شامل شش بعد طراحی دوره (طرح درس)، استراتژی آموزشی، استفاده از فناوری، مدیریت کلاس درس، روابط بین فردی و ارزیابی یادگیری است. همچنین، بدیر[27](2017) خودکارآمدی تدریس را در پنج حوزه به­ترتیب اهمیت همکاران، روابط بین­فردی، طراحی درس، راهبردهای تدریس و فناوری بیان می­کند. علاوه­بر­این، بنابه پژوهش مهدی­نژاد[28] (2012)، کارآمدی تدریس اعضای هیئت‌علمی شش بعد مواد آموزشی، برنامی درسی، صلاحیت‌های ارتباطی و تعاملی، سنجش و ارزیابی یادگیری، آگاهی از محیط یادگیری و به‌کارگیری فناوری در برنامی درسی را دربر می‌گیرد. وهابی، ندریان، صیادی، ایرانپور، بهمن­پور، مرادزاده و کریم‌زاده (1390) نیز در پژوهش خود نشان دادند داشتن توان علمی، توانایی سخنوری، توان مهارت‌های ارتباطی، توان ایجاد تفکر انتقادی در دانشجو، مدرک تخصصی و توان ایجاد حل مسئله در دانشجو به­ترتیب مهم‌ترین عوامل تعیین‌کنندة کارآمدی تدریس از دیدگاه مدرسان غیربالینی است.

در این مطالعه برمبنای چارچوب ارائه‌شدة چانگ، لین و سونگ[29] (2010) کارآمدی تدریس اعضای هیئت­علمی به‌عنوان قضاوت ایشان از توانایی‌های خود در طراحی دوره، استراتژی آموزشی، استفاده از فناوری، مدیریت کلاس درس، روابط بین فردی و ارزیابی یادگیری تعریف می‌شود. باوجود عدم­تضمین دانش تخصصی اعضای هیئت­علمی برای طراحی دوره (طرح درس) با هدف انتقال دانش به فراگیران، انتظار می‌رود اعضای هیئت‌علمی دانشگاه بدانند که چگونه یک دورة آموزشی را با تخصص‌های خود طراحی کنند و در طول فرایند تدریس، از استراتژی‌های آموزشی مختلف برای برآورده­کردن نیازهای فردی دانشجویان استفاده کنند. این استراتژی­ها شاملِ بهره­گیری از مواد آموزشی سمعی و بصری، مدیریت/ ایجاد یک محیط کلاسی مطلوب، تعامل با فراگیر، تعیین و تنظیم آزمون‌ها و تکالیف منطقی و مناسب برای بررسی پیشرفت یادگیری دانشجویان است (چانگ و همکاران، 2011).

بدون شک توجه به عوامل مؤثر بر کارآمدی تدریس می‌تواند باعث ارتقای کیفیت آموزشی شود. مطابق نظریة جبرگرای متقابل بندورا که بیان می‌کند فرایندهای شناختی، محیط و رفتار شخص بر هم تأثیر متقابل دارند، عملکرد هیئت‌علمی به‌طور متقابل با ادراکات آن‌ها از زمینة تدریس مرتبط است. در همین راستا ­چانن­-موران، هوی و هوی[30] (1998) می­گویند اعضای هیئت‌علمی قضاوت‌های کارآمدانه خود را (به‌طور جزئی)، با ارزیابی منابع در محیط‌های آموزشی که در آن فعالیت می‌کنند، انجام می‌دهند و باور کارآمدی اعضای هیئت‌علمی درزمینة تدریس تا حدودی با ارزیابی آن‌ها از منابع و محدودیت‌های درزمینة‌های آموزشی شکل می‌گیرد. به‌علاوه، منابع به­شکل بازخورد و حمایت همکاران و مدیران می‌توانند به‌عنوان ترغیب اجتماعی عمل کنند؛ ترغیب اجتماعی که بندورا آن را یکی از منابع چهارگانة کارآمدی دانسته است (چانگ و همکاران، 2010­ به نقل از چانن­-موران، هوی و هوی، 1998).

 علاوه­براین، ازلحاظ نظری چنین فرض می‌شود که حس کارآمدی اعضای هیئت‌علمی با ارزیابی آن‌ها از منابع و حمایت‌های موجود در محیط‌های آموزشی افزایش می‌یابد (فانگ، دیلارد و هچر[31]، 2019). در عمل نیز ­چانن­-موران و ولفک­-هوی[32] (2002)؛ چانگ و همکاران (2010) و هان و همکاران (2018) ثابت کردند کارآمدی تدریس مدرسان تحت تأثیر حمایت‌های ارائه‌شده در محیط آموزشی قرار دارد. ­چانن­-موران و ولفک­-هوی (2002) در پژوهش خود پنج حوزة پشتیبانی را درزمینة تدریس شناسایی کردند که شاملِ منابع تدریس (منابع آموزشی) ، مشارکت در کلاس، حمایت اجتماعی، حمایت ارائه‌شدة مدیریت مدرسه و حمایت والدین است. نتایج مطالعة آن‌ها نشان داد که ارزیابی معلمان از منابع کلیدی و پشتیبانی درزمینة‌ تدریس به قضاوت آن‌ها دربارة کارآمدی خود کمک می‌کند و در دسترس بودن منابع و نیز حمایت والدین، احساس کارآمدی معلمان را تحت تأثیر قرار می‌دهد (هان و همکاران، 2018). چانگ و همکاران (2010) نیز حمایت از تدریس اعضای هیئت‌علمی دانشگاهی را در سه دسته منابع تدریس (منابع آموزشی)، پشتیبانی اداری و حمایت همکار طبقه‌بندی کردند. مطالعة آن‌ها نشان داد که منابع آموزشی و حمایت همکاران به‌طور قابل‌توجهی با کارآمدی تدریس اعضای هیئت‌علمی رابطه دارند؛ ولی حمایت اداری بی‌تأثیر است. به‌طور مشابه هان و همکاران (2018) در پژوهش خود نشان دادند بین منابع تدریس (منابع آموزشی)، حمایت همکاران و تمامی ابعاد کارآمدی تدریس رابطة مثبت و معناداری وجود دارد؛ به­طوری­که در مؤسسات استانی حمایت اداری با طراحی دوره (طرح درس)، استفاده از فناوری، مدیریت کلاس و ارزیابی یادگیری رابطة منفی، اما در مؤسسات حرفه‌ای حمایت اداری با طراحی دوره (طرح درس) و استفاده از فناوری رابطة مثبت دارد. در مؤسسات کلیدی نیز بین حمایت اداری و کارآمدی تدریس ارتباط معناداری مشاهده ‌نشد.

نظر به آنچه گفته شد، کارآمدی تدریس اعضای هیئت‌علمی تحت تأثیر عواملی مانند مواد آموزشی، محیط یادگیری، برنامه درسی و حمایت‌های آموزشی افزایش می‌یابد (­چانن­-موران و ولفک­-هوی، 2002؛ چانگ و همکاران، 2010؛ هان و همکاران، 2018). بنابراین، به نظر می‌رسد حمایت آموزشی می‌تواند به مدرسان، مدیران و دیگر متخصصان کمک کند تا سطح کارآمدی تدریس را بالا ببرند و رفتارهای آموزشی مؤثر و نتایج یادگیری را بهبود بخشند. ارزیابی عملکرد اعضای هیئت­علمی حاکی از مقبولیت بیشتر ایشان به­علت تدریس اثربخش و درنتیجه بهبود نتایج فراگیران (هان، پرون، ین و لیو[33]، 2020؛ فایوز و بوئل[34]، 2016؛ کلسن و زی[35]، 2014) در مقایسه با دیگر وظایف شغلی است؛ به­طوری­که این مهم، به پژوهش­های بی­شماری درراستای افزایش کیفیت تدریس منجر شد (هنارد و رزویر[36]، 2012). بنابراین ضرورت بررسی اثربخشی و کیفیت تدریس آشکار است. بااین­­حال، بیشتر مطالعات بر معلمان مدارس صورت گرفته است (هات‌چینسون[37]، 1998؛ لین و کرل[38]، 2001) و مطالعة کارآمدی تدریس اعضای هیئت­علمی کمتر مورد توجه پژوهشگران بوده است (کوک[39]، 1998؛ پستارف، لیندبلوم-یلان و نوگی[40]، 2007). همچنین، ازآنجاکه در ایران تحقیقات تجربی کمی در مورد کارآمدی تدریس در میان اعضای هیئت‌علمی دانشگاهی انجام ‌شده و تاکنون ادراکات اعضای هیئت علمی از حمایت تدریس و ارتباط آن با کارآمدی تدریس آن‌ها را بررسی نشده است، پژوهش حاضر به­دنبال پاسخگویی به چند پرسش‌ و‌ بررسی ویژگی­ها و روابط بین ادراکات اعضای هیئت­علمی از حمایت تدریس و کارآمدی تدریس آن‌ها در دانشگاه اصفهان است؛ بنابراین پژوهش حاضر به­دنبال پاسخگویی به سه سؤال است:

سؤال اول: آیا پرسشنامه­های ترجمه­شده حمایت تدریس و کارآمدی تدریس از اعتبار لازم برخوردارند؟

 سؤال دوم: آیا بین حمایت تدریس و کارآمدی تدریس اعضای هیئت‌علمی رابطه وجود دارد؟

سؤال سوم:‌‌ آیا بین ادراکات اعضای هیئت‌علمی از حمایت تدریس و کارآمدی تدریس برحسب ویژگی­های جمعیت­شناختی (جنسیت، سابقة تدریس و حوزة تدریس) تفاوت وجود دارد؟

 

مدل مفهومی پژوهش

مدل مفهومی براساس نظریه توسعه‌یافتة کارآمدی تدریس از چانگ و همکاران (2010) و حمایت‌ تدریس چانگ و همکاران (2010)، در شکل (1) ارائه شده است.

 

 

شکل 1: مدل مفهومی پژوهش

روش‌شناسی پژوهش

این پژوهش از نوع کمّی با روش توصیفی-پیمایشی و در طبقه‌بندی پژوهش‌ها براساس هدف نیز از نوع کاربردی است. جامعة آماری پژوهش را اعضای هیئت‌علمی دانشگاه اصفهان در سال 97-1396 تشکیل می‌دادند که تعداد آن‌ها 650 نفر بود. حجم نمونه با استفاده از جدول کرجسی و مورگان (1970) به تعداد 242 نفر تعیین و با استفاده از روش نمونه‌گیری طبقه‌ای متناسب با حجم انتخاب شدند. فراوانی و درصد فراوانی نمونة آماری پژوهش برحسب ویژگی­های جمعیت­شناختی در جدول (1) گزارش شده است.

 

جدول 1: یافته‌های جمعیت­شناختی نمونة آماری پژوهش

 

جنسیت

سابقة تدریس

حوزة تدریس

مرد

زن

زیر 5 سال

5- 10 سال

11- 15 سال

16- 20 سال

بالای 20 سال

بدون پاسخ

علوم انسانی

علوم پایه

فنی مهندسی

زبان‌های خارجی

تربیت‌بدنی

فراوانی

204

38

28

47

61

71

26

9

102

61

52

19

8

درصد

3/84

7/15

6/11

4/19

2/25

3/29

7/10

7/3

1/42

2/25

5/21

9/7

3/3
                               

 

بنابر نتایج جدول شمارة (1)، براساس جنسیت بیشتر حجم نمونة آماری را مردان و براساس سابقه و حوزة تدریس نیز بیشترین حجم نمونه را اعضای هیئت‌علمی با سابقة تدریس 16-20 سال و گروه علوم انسانی تشکل داده‌اند.

به‌منظور گردآوری اطلاعات موردنیاز از دو پرسشنامه استفاده شد:

الف) پرسشنامة حمایت تدریس (حمایت آموزشی ادراک­شده): به‌منظور سنجش ادراک اعضای هیئت‌علمی از حمایت تدریس از پرسشنامة چانگ و همکاران (2010) استفاده شد. این پرسشنامه دارای 14 گویه بوده و با طیف پنج‌درجه‌ای لیکرت از خیلی زیاد تا خیلی کم تنظیم ‌شده و سه بعد منابع تدریس (منابع آموزشی)، حمایت اداری و حمایت همکار را دربر می‌گیرد. روایی پرسشنامه مذکور را چانگ و همکاران تأیید کردند و با بهره­گیری از ضریب آلفای کرونباخ پایایی نمرة کل آن 92/0 و پایایی مؤلفه­های منابع تدریس، حمایت اداری و حمایت همکار به­ترتیب 89/0، 86/0 و 86/0 گزارش شده است.

ب) پرسشنامة کارآمدی تدریس: به‌منظور سنجش احساس کارآمدی تدریس در اعضای هیئت‌علمی از پرسشنامة کارآمدی تدریس توسعه­یافتة چانگ و همکاران (2010) استفاده شد. این پرسشنامه دارای 28 گویه است و با طیف پنج‌درجه‌ای لیکرت از خیلی زیاد تا خیلی کم تنظیم ‌شده و شش بعد طرح درس، راهبرد آموزشی، استفاده از فناوری، مدیریت کلاس، روابط بین­فردی و ارزیابی یادگیری را دربر می‌گیرد. روایی پرسشنامة مذکور را چانگ و همکاران تأیید کردند و با بهره­گیری از ضریب آلفای کرونباخ پایایی نمرة کل آن 95/0 و پایایی مؤلفه­های طرح درس، راهبرد آموزشی، استفاده از فناوری، مدیریت کلاس، روابط بین­فردی و ارزیابی یادگیری به­ترتیب 91/0، 88/0، 93/0، 90/0، 86/0 و 87/0 گزارش شده است.

باتوجه­به اینکه پرسشنامه­های مذکور تاکنون به زبان فارسی ترجمه نشده و در بافت جامعة ایران اعتبارسنجی نشده­اند، در پژوهش حاضر پیش از بررسی روابط بین متغیرها، اعتبارسنجی ابزار را نگارندگان بررسی کردند که یافته­ها در راستای پاسخگویی به سؤال اول در ادامة گزارش شده است.

 

یافته­های پژوهش

نتایج پژوهش با نرم‌افزار Spss23 و Amos در دو سطح توصیفی و استنباطی با استفاده از آزمون‌های t مستقل و واریانس یک­راهه (آنوا)، همبستگی، رگرسیون، تحلیل عاملی تأییدی و معادلات ساختاری بررسی شد.

سؤال اول: آیا پرسشنامه­های ترجمه­شدة حمایت تدریس و کارآمدی تدریس از اعتبار لازم برخوردارند؟

الف) روایی ابزار

برای بررسی روایی پرسشنامه­های ترجمه­شده از دو نوع روایی محتوایی و روایی سازه بهره گرفته شد که به‌منظور تعیین روایی محتوایی پرسشنامه­های ترجمه‌شده، ازنظرات 8 نفر از متخصصان مدیریت آموزشی و علوم تربیتی استفاده شد. پس از تأیید و احراز روایی محتوایی، به‌منظور بررسی روایی سازة پرسشنامه‌ها از معادلات ساختاری و تحلیل عاملی تأییدی استفاده شد که نتایج آن در ادامه گزارش شده است.

 

جدول 2:‌ نتایج بررسی روایی سازة پرسشنامة حمایت تدریس با روش تحلیل عاملی تأییدی

مؤلفه

گویه

بار عاملی

t-value

P-value

منابع آموزشی

دانشگاه امکانات و منابع آموزشی را برای تدریس فراهم می‌کند.

00/1

-

-

دانشگاه فناوری و منابع نرم‌افزاری را برای تدریس فراهم می‌کند.

64/0

037/7

000/0

دانشگاه امکانات و منابعی را که‌ در بهبود یادگیری دانشجویان موثر است، برای شما فراهم می‌کند.

67/0

341/9

000/0

دانشگاه منابع آموزشی و مربی­گری را برای یادگیری دانشجویان فراهم می‌کند.

66/0

164/7

000/0

حمایت اداری

مدیران به اثربخشی تدریس استادان اهمیت می‌دهند.

00/1

-

-

مدیران از یک سازوکار جامعی برخوردارند که تدریس با کیفیت را تشویق و حمایت می­کند.

81/0

918/7

000/0

مدیران از استادان انتظار تدریس با کیفیت زیاد‌ دارند.

80/0

383/7

000/0

مدیران دیدگاه های استادان را در اتخاذ تصمیم در مورد پاداش آموزشی یا سیاست­های که بر آن‌ها تأثیر می گذارد، در نظر می­گیرند.

64/0

072/7

000/0

مدیران نگران هستند که آیا حجم تدریس قابل کنترل است یا نه؟

66/0

135/7

000/0

حمایت همکار

همکاران خدمات مشاوره­ای برای تدریس سایر استادان ارائه می‌کنند.

00/1

-

-

همکاران فرصت‌های بازدید از تدریس را برای من فراهم می‌کنند تا تدریسشان را نظاره کنم.

67/0

210/7

000/0

اگر من تجربة تدریس داشته باشم، همکارانم من را تشویق و حمایت می‌کنند.

66/0

191/7

000/0

هنگامی که در تدریس به مشکل برمی­خورم، همکارانم من را کمک می‌کنند.

54/0

344/6

000/0

همکاران تجربیات تدریس خود را با من به اشتراک می گذارند.

60/0

815/6

000/0

 

همان‌طور که در جدول (2) مشاهده می‌شود، نتایج تحلیل عاملی تأییدی نشان داد که بارهای عاملی تمامی گویه­های پرسشنامة حمایت تدریس با عامل مربوط به خود بیشتر از 4/0 است که باتوجه­به اینکه نسبت بحرانی (آمارة t) برای تمامی گویه‌ها از مقدار 96/1 بزرگ‌تر بود، می‌توان گفت تمامی گویه‌ها از بار عاملی قابل قبولی با عامل مربوط به خود برخوردارند و تأیید می­شوند. در تحلیل عاملی تأییدی برای بررسی برازندگی الگوی معادلات ساختاری از شاخص‌ مجذور خی (Chi-Square)، سطح معناداری (P-value)، شاخص جذر برآورد خطای تقریبی (RMSEA)، شاخص خی دو به هنجار (X2/DF)، شاخص برازش هنجارشده NFI))، شاخص برازندگی فزایند (IFI)، شاخص برازش تطبیقی (CFI)، شاخص برازش هنجارشدة مقتصد PNFI)) و شاخص برازش تقریبی مقتصد (PCFI) استفاده شده است. ازآنجایی‌که مجذور خی تحت تأثیر حجم نمونه است، سطح معناداری مجذور خی (P-value)، به‌تنهایی ملاک معتبری برای ارزیابی برازش مدل نیست؛ بنابراین به‌منظور بررسی برازش مدل از سایر شاخص‌ها استفاده می‌شود. نتایج نکوئی برازش مدل نشان داد که RMSEA، X2/DF، NFI، IFI، CFI، PNFI و PCFI به­ترتیب 077/0، 428/2، 917/0، 950/0، 949/0، 696/0 و 720/0 است. شاخص‌های IFI، NFI، CFI دارای دامنه صفر تا یک هستند، هرچه اندازة آن‌ها به یک نزدیک‌تر شود، بر برازندگی مطلوب‌تر الگو دلالت دارند. همچنین زمانی که PNFI و PCFI بزرگ‌تر از 5/0؛ خطای تقریبی (RMSEA) کوچک‌تر از 08/0؛ و خی دو به هنجار (X2/DF) نیز کوچک‌تر از 3 باشد، دلالت بر برازش مطلوب مدل دارد (آربوکل[41]، 2017). براساس این نتایج می‌توان نتیجه گرفت که مدل از برازش مطلوب برخوردار است و ساختار کلی روابط مورد آزمون از طریق داده‌های به‌دست‌آمده تأیید می‌شود. به‌این‌ترتیب روایی پرسشنامه حمایت تدریس مورد تأیید قرار گرفت.

 

جدول 3: نتایج بررسی روایی سازة پرسشنامة کارآمدی تدریس با روش تحلیل عاملی تأییدی

مؤلفه

گویه

بار عاملی

t-value

P-value

طراحی دوره (طرح درس)

توانایی حرفه‌ای کافی برای تدریس دوره‌هایی دارم که تدریس می‌کنم .

00/1

-

-

توانایی تعیین اهداف آموزشی جامع را دارم.

55/0

648/5

000/0

محتوای آموزشی مناسب را انتخاب می‌کنم.

57/0

746/5

000/0

جدول زمان­بندی مناسب برای پیشرفت تحصیلی تنظیم می‌کنم.

56/0

722/5

000/0

مواد آموزشی خود را قبل از جلسات تدریس آماده می‌کنم.

70/0

255/6

000/0

راهبرد آموزشی

تدریس خود را متناسب با‌ سطوح مختلف آمادگی دانشجویان، ارائه می‌کنم.

00/1

-

-

از روش‌های تدریس مؤثر برای بهبود نمرات دانشجویان بهره می‌گیرم.

58/0

818/5

000/0

فعالیت‌های آموزشی خود در طی جلسات کلاسی به‌منظور حفظ توجه دانشجویان اصلاح می‌کنم.

72/0

304/6

000/0

 در برانگیختگی و حفظ انگیرة یادگیری دانشجویان اعتمادبه‌نفس دارم.

64/0

050/6

000/0

از مهارت‌های مختلف پرسشگری برای تحریک سطوح بالای مهارت­های تفکر و مباحثه در دانشجویان استفاده می‌کنم.

69/0

227/6

000/0

استفاده از فناوری

می دانم چگونه از تکنولوژی‌ برای ارتقای تدریس استفاده کنم

00/1

-

-

رسانه های آموزشی مناسب برای افزایش و بالابردن کیفیت تدریس انتخاب می‌کنم.

69/0

225/6

000/0

می­دانم که چگونه رسانة مرتبط با تدریس خود را تولید کنم.

74/0

366/6

000/0

نرم­افزارهای مرتبط با تدریس را به کار می‌گیرم.

68/0

196/6

000/0

در فرایند تدریس انواع مختلفی از وسایل کمک آموزشی مانند پروژکتورها و تجهیزات آزمایشی را به کار می­برم.

76/0

750/6

000/0

مدیریت کلاس

 محیط(جوّ) دموکراتیکی در کلاس درس ایجاد می‌کنم.

00/1

-

-

توانایی در ایجاد یک محیط آموزشی خوشایند.

59/0

235/5

000/0

توانایی ایجاد و حفظ رابطة خوب بادانشجویانم.

70/0

049/6

000/0

به منظور برقراری پیوند عاطفی بین دانشجویان و خودم، تجارب شخصی خود را با آن‌ها به اشتراک می­گذارم.

64/0

086/6

000/0

 به‌منظور درک افکار دانشجویانم با دقت به حرف­های آن‌ها گوش می­دهم.

65/0

086/6

000/0

روابط بین فردی

کمک و حمایت به دانشجویان در هنگام مواجهه با مشکلات یادگیری.

00/1

-

-

ارزیابی نتایج یادگیری با کمک دانشجویان و راهنمایی آن‌ها برای بهبود وضعیتشان

40/0

328/4

000/0

درصورتی‌که دانشجویانم قادر به تکمیل تکالیف نباشند، به­شکلی مناسب به آن‌ها کمک می‌کنم.

56/0

727/5

000/0

ارزیابی یادگیری

از روش‌های مختلف ارزیابی برای ارزشیابی نتایج یادگیری دانشجویان بهره می‌گیرم.

00/1

-

-

باور دارم روش‌های ارزیابی که استفاده می‌کنم با اهداف آموزشی سازگارند.

62/0

981/5

000/0

فرصت‌هایی برای تمرین بیشتر دانشجویان فراهم می‌کنم تا مفاهیم آموخته‌شده را بازنگری و اصلاح کنند.

56/0

721/5

000/0

عملکرد دانشجویان را با روش‌های مثبت ارزیابی می‌کنم.

66/0

128/6

000/0

تدریس خود را باتوجه­به نتایج ارزیابی بهبود می‌بخشم.

74/0

347/6

000/0

 

همان‌طور که در جدول (3) مشاهده می‌شود، نتایج تحلیل عاملی تأییدی نشان داد که بارهای عاملی تمامی گویه­های پرسشنامة کارآمدی تدریس با عامل مربوط به خود بیشتر از 4/0 است که باتوجه­به اینکه نسبت بحرانی (آمارة t) برای تمامی گویه‌ها از مقدار 96/1 بزرگ‌تر بود، می‌توان گفت تمامی گویه‌ها از بار عاملی قابل قبولی با عامل مربوط به خود برخوردارند و تأیید می­شوند. همچنین نتایج نکویی برازش مدل نشان داد که RMSEA، X2/DF، NFI، IFI، CFI، PNFI و PCFI به­ترتیب 061/0، 901/1، 818/0، 905/0، 904/0، 736/0 و 813/0 است. باتوجه­به اینکه شاخص‌های IFI، NFI، CFI دارای دامنة نزدیک به یک؛ شاخص­های PNFI و PCFI بزرگ‌تر از 5/0؛ خطای تقریبی (RMSEA) کوچک‌تر از 08/0؛ و خی دو به هنجار (X2/DF) نیز کوچک‌تر از 3 است (آربوکل، 2017)، می‌توان نتیجه گرفت مدل از برازش مطلوب برخوردار است و ساختار کلی روابط مورد آزمون از طریق داده‌های به‌دست‌آمده تأیید می‌شود. به‌این‌ترتیب روایی پرسشنامة کارآمدی تدریس نیز تأیید شده است.

ب) پایایی ابزار

پس از بررسی و کسب اطمینان از روایی پرسشنامه­های ترجمه‌شدة حمایت تدریس و کارآمدی تدریس ادراک‌شده، به‌منظور سنجش پایایی پرسشنامه­های مذکور از ضریب آلفای کرونباخ استفاده شد که میزان این ضریب برای نمرة کل حمایت تدریس 914/0 و برای مؤلفه­های آن یعنی حمایت منابع تدریس، حمایت اداری و حمایت همکار به­ترتیب 811/0، 881/0 و 829/0 و برای نمرة کل کارآمدی تدریس951/0 و برای مؤلفه­های آن یعنی طرح درس، راهبرد آموزشی، استفاده از فناوری، مدیریت کلاس، روابط بین­فردی و ارزیابی یادگیری نیز به­ترتیب 722/0، 756/0، 852/0، 805/0، 757/0 و 820/0 به دست آمد که نتایج به­دست­آمده نشان‌دهندة پایایی مطلوب هر دوپرسشنامة مذکور و ابعاد آنها بوده است.

سؤال دوم: آیا بین حمایت تدریس و کارآمدی تدریس اعضای هیئت‌علمی رابطه وجود دارد؟

 

جدول 4:‌ ضرایب همبستگی، میانگین و انحراف معیار متغیرهای پژوهش و مؤلفه‌های آن‌ها

 

حمایت آموزشی

منابع آموزشی

حمایت اداری

حمایت همکار

کارآمدی تدریس

طرح درس

راهبرد آموزشی

استفاده از فناوری

مدیریت کلاس

روابط بین فردی

ارزشیابی یادگیری

حمایت تدریس

00/1

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

منابع آموزشی

**60/0

00/1

 

 

 

 

 

 

 

 

 

حمایت اداری

**56/0

**67/0

00/1

 

 

 

 

 

 

 

 

حمایت همکار

**54/0

**53/0

**61/0

00/1

 

 

 

 

 

 

 

کارآمدی تدریس

**66/0

**86/0

**89/0

**82/0

00/1

 

 

 

 

 

 

طرح درس

**76/0

**53/0

**50/0

**46/0

**58/0

00/1

 

 

 

 

 

راهبرد آموزشی

**71/0

**44/0

**48/0

**31/0

**48/0

**43/0

00/1

 

 

 

 

استفاده از فناوری

**88/0

**52/0

**459/0

**46/0

**56/0

**66/0

**52/0

00/1

 

 

 

مدیریت کلاس

**87/0

**50/0

**48/0

**48/0

**57/0

**61/0

**60/0

**72/0

00/1

 

 

روابط بین­فردی

**70/0

**32/0

**30/0

**40/0

**40/0

**40/0

**29/0

**57/0

**51/0

00/1

 

ارزشیابی یادگیری

**85/0

**50/0

**46/0

**49/0

**56/0

**61/0

**47/0

**74/0

**70/0

**56/0

00/1

میانگین

40/3

01/3

12/3

28/3

14/3

54/3

10/3

38/3

50/3

41/3

48/3

انحراف معیار

65/0

21/1

26/1

14/1

03/1

75/0

94/0

81/0

78/0

86/0

79/0

 

 

** معناداری در سطح 01/0

بنابر نتایج حاصل از جدول (4)، r مشاهده‌شده در سطح 01/0≥P همبستگی مثبت و معناداری را بین حمایت آموزشی ادراک‌شده، کارآمدی تدریس و ابعاد آن‌ها نشان می‌دهد. همچنین نتایج بررسی میانگین متغیرها نشان می‌دهد میانگین متغیرهای اصلی و مؤلفه‌های آن‌ها براساس طیف لیکرت (حد وسط 3) در سطح متوسط و متوسط به بالاست. براساس نتایج میانگین‌ها، در بین ابعاد حمایت آموزشی ادراک، حمایت همکار و در بین ابعاد کارآمدی تدریس، طرح درس بیشترین میانگین را دارد. جزئیات بیشتر مربوط به ضرایب همبستگی بین متغیرها و میانگین آن‌ها در جدول (4) قابل‌مشاهده است. نتایج ضرایب همبستگی حاکی از آن است که می‌توان یک رابطة خطی متغیرهای پژوهش برقرار کرد که در ادامه با استفاده از تحلیل رگرسیون گام‌به‌گام و معادلات ساختاری به بیان آن پرداخته می‌شود.

بنابر نتایج جدول (5)، می‌توان گفت که منابع آموزشی، حمایت همکار و حمایت اداری به­ترتیب بیشترین تأثیر را بر طرح درس و کارآمدی تدریس دارند (96/1t≥؛ 05/0P≤). منابع آموزشی و حمایت همکار نیز به­ترتیب بیشترین تأثیر را بر استفاده از فناوری، مدیریت کلاس و ارزشیابی یادگیری دارند (96/1t≥؛ 05/0P≤)؛ درحالی‌که تأثیر حمایت اداری بر استفاده از فناوری، مدیریت کلاس و ارزشیابی یادگیری تأیید نشده است (05/0P>). علاوه­براین نتایج تحلیل رگرسیونی حاکی از آن است که از بین ابعاد حمایت آموزشی ادراک‌شده، تأثیر حمایت همکار و حمایت اداری بر راهبرد آموزشی و روابط فردی مثبت و معنادار است (96/1t≥؛ 05/0P≤). ولی تأثیر منابع آموزشی بر راهبرد آموزشی و روابط بین­فردی تأیید نشده است (05/0P>). نتایج تحلیل رگرسیون گام‌به‌گام نشان‌دهندة آن است که درصد واریانس تبیین­شده توسط متغیرهای پیش‌بین در تعامل با هم 34درصد برای طرح درس؛ 26درصد برای راهبرد آموزشی؛ 32درصد برای استفاده از فناوری؛ 32درصد برای مدیریت کلاس؛ 18درصد برای روابط بین فردی؛ 32درصد برای ارزشیابی یادگیری؛ و 44درصد برای نمرة کل کارآمدی تدریس است.

جدول 5: خلاصة ضرایب رگرسیون گام‌به‌گام ابعاد کارآمدی تدریس براساس ابعاد حمایت تدریس

متغیر ملاک

مرحله

متغیر پیش‌بین

b

t

R-value

R

R2

F

R-value

طرح درس

3

منابع آموزشی

32/0

388/4

000/0

58/0

34/0

813/40

000/0

حمایت همکار

18/0

612/2

01/0

حمایت اداری

18/0

294/2

02/0

راهبرد آموزشی

2

حمایت اداری

33/0

354/4

000/0

51/0

26/0

155/41

000/0

حمایت همکار

22/0

979/2

003/0

استفاده از فناوری

2

منابع آموزشی

39/0

165/6

000/0

56/0

32/0

776/55

000/0

حمایت همکار

25/0

027/4

000/0

مدیریت کلاس

2

منابع آموزشی

35/0

509/5

000/0

56/0

32/0

264/55

000/0

حمایت همکار

30/0

695/4

000/0

روابط بین­فردی

2

حمایت همکار

32/0

639/4

000/0

42/0

18/0

395/25

000/0

حمایت اداری

15/0

144/2

033/0

ارزشیابی یادگیری

2

منابع آموزشی

33/0

262/5

000/0

57/0

32/0

612/56

000/0

حمایت همکار

32/0

075/5

000/0

کارآمدی تدریس ادراک‌شده

3

منابع آموزشی

33/0

923/4

000/0

66/0

44/0

626/61

000/0

حمایت همکار

25/0

015/4

000/0

حمایت اداری

19/0

622/2

000/0

 

 

پس از بررسی روابط بین ابعاد دو متغیر حمایت تدریس و کارآمدی تدریس، درنهایت با بهره‌گیری از مدل­یابی معادلات ساختاری، مدل مفهومی پژوهش و روابط ساختاری بین متغیرها بررسی شد که نتایج به‌دست‌آمده در شکل (2) دیده می­شود.

 

شکل 2: روابط ساختاری بین حمایت تدریس و کارآمدی تدریس ادراک­شدة اعضای هیئت علمی

به‌منظور بررسی برازندگی الگوی معادلات ساختاری روابط بین حمایت تدریس و کارآمدی تدریس از شاخص‌های مجذور خی (Chi-Square)، سطح معناداری مجذور خی (P-value)، شاخص جذر برآورد خطای تقریبی (RMSEA)، خی دو به هنجار (X2/DF)، شاخص برازش هنجارشده NFI))، شاخص برازندگی فزایند (IFI)، شاخص برازش تطبیقی (CFI)، شاخص برازش هنجارشدة مقتصد PNFI)) و شاخص برازش تقریبی مقتصد (PCFI) استفاده شد. ازآنجایی‌که مجذور خی تحت تأثیر حجم نمونه است، سطح معناداری مجذور خی (P-value)، به‌تنهایی ملاک معتبری برای ارزیابی برازش مدل نیست؛ بنابراین به‌منظور بررسی برازش مدل از سایر شاخص‌ها استفاده می‌شود. همان‌طور که در شکل (1) مشاهده می‌شود، نتایج نکوئی برازش مدل نشان داد که RMSEA، X2/DF، NFI، IFI، CFI، PNFI و PCFI به­ترتیب 068/0، 130/2، 956/0، 976/0، 976/0، 664/0 و 678/0 است. با­توجه­به اینکه شاخص‌های IFI، NFI، CFI دارای دامنة نزدیک به یک؛ شاخص­های PNFI و PCFI بزرگ‌تر از 5/0؛ خطای تقریبی (RMSEA) کوچک‌تر از 08/0؛ و خی دو به هنجار (X2/DF) نیز کوچک‌تر از 3 است (آربوکل، 2017)، می‌توان نتیجه گرفت که مدل از برازش مطلوب برخوردار است و ساختار کلی روابط مورد آزمون از طریق داده‌های به‌دست‌آمده تأیید می‌شود.

شاخص‌های تأیید الگوی معادلات ساختاری فقط محدود به شاخص‌های برازش کلی الگو نیست، بلکه باید پارامترهای استاندارد ضرایب مسیر و مقادیر تی متناظر با آن برای هر یک از مسیرهای علی بررسی شود. همان‌طور که در جدول (6) مشاهده می‌شود، نتایج ضریب اثر مستقیم نشان می‌دهد که حمایت تدریس ادراک‌شده با ضریب مسیر 74/0، حدود 55درصد از واریانس کارآمدی تدریس اعضای هیئت‌علمی را به‌طور مستقیم تبیین می­کند که باتوجه­به سطح معناداری می‌توان گفت این ضریب مسیر معنادار است (96/1t≥؛ 05/0P≤).

 

جدول 6: برآورد ضرایب اثرات مستقیم

مسیر

ضریب مسیر

ضریب تعیین

نسبت بحرانی (آمارة t)

سطح معناداری

حمایت تدریس‌ بر کارآمدی تدریس

739/0

55/0

377/8

000/0

 

 

 

سؤال سوم:‌‌ آیا بین ادراکات اعضای هیئت‌علمی از حمایت تدریس و کارآمدی تدریس برحسب ویژگی­های جمعیت­شناختی (جنسیت، سابقة تدریس و حوزة تدریس) تفاوت وجود دارد؟

به‌منظور مقایسة حمایت آموزشی ادراک‌شده و کارآمدی تدریس در بین اعضای هیئت‌علمی براساس جنسیت، سابقة تدریس و حوزة تدریس از آزمون تی مستقل و واریانس یک­راهه (آنوا) بهره گرفته‌ شد که نتایج آن در جدول (6) ارائه ‌شده است. گفتنی است به­منظور گزارش نتایج آزمون t‌ مستقل باتوجه­به رعایت­شدن مفروضة همگنی واریانس‌ها برای تمامی متغیرهای مورد بررسی نتایج سطر اول آزمون t گزارش شده و در خصوص آزمون تحلیل واریانس یک­راهه نیز بنابر تأیید همگنی واریانس‌ها خلاصة نتایج آزمون توکی گزارش شده است.

 

 

 

جدول 7.‌ نتایج مقایسة میانگین ابعاد کارآمدی تدریس و حمایت تدریس در بین اعضای هیئت‌علمی براساس جنسیت، سابقة تدریس و حوزة تدریس

 

طرح درس

راهبرد آموزشی

استفاده از فناوری

مدیریت کلاس

روابط بین فردی

ارزشیابی یادگیری

منابع آموزشی

حمایت اداری

حمایت همکار

جنسیت

مرد

M

49/3

07/3

42/3

56/3

44/3

43/3

06/3

14/3

30/3

SD

74/0

92/0

81/0

78/0

87/0

80/0

23/1

25/1

14/1

زن

M

77/3

29/3

14/3

18/3

29/3

72/3

77/2

00/3

20/3

SD

77/0

06/1

79/0

70/0

76/0

72/0

14/1

35/1

14/1

سابقه خدمت

کمتر از 5 سال

M

37/3

11/3

62/3

49/3

41/3

46/3

07/3

04/3

36/3

SD

65/0

81/0

89/0

62/0

86/0

81/0

29/1

28/1

09/1

5-10 سال

M

57/3

16/3

28/3

31/3

47/3

30/3

94/2

12/3

14/3

SD

78/0

01/1

83/0

74/0

91/0

74/0

37/1

23/1

12/1

11-15 سال

M

49/3

16/3

38/3

51/3

31/3

51/3

02/3

17/3

52/3

SD

81/0

98/0

70/0

84/0

74/0

83/0

20/1

35/1

08/1

16-20 سال

M

72/3

55/3

21/3

58/3

46/3

72/3

47/3

08/3

19/3

SD

70/0

87/0

88/0

87/0

93/0

72/0

91/0

17/1

19/1

بالای 20 سال

M

69/3

20/3

17/3

79/3

48/3

50/3

05/3

60/3

53/3

SD

77/0

99/0

65/0

65/0

88/0

85/0

10/1

03/1

94/0

حوزه تدریس

علوم انسانی

M

67/3

47/3

54/3

67/3

41/3

55/3

43/3

35/3

48/3

SD

73/0

02/1

76/0

76/0

92/0

80/0

10/1

11/1

06/1

علوم پایه

M

54/3

11/3

30/3

50/3

36/3

44/3

42/2

24/3

22/3

SD

75/0

93/0

88/0

71/0

78/0

82/0

11/1

08/1

18/1

فنی مهندسی

M

23/3

16/3

50/3

22/3

37/3

36/3

13/3

13/3

00/3

SD

70/0

98/0

34/1

73/0

84/0

79/0

19/1

24/1

10/1

زبان‌های خارجی

M

62/3

28/3

31/3

54/3

52/3

42/3

32/3

22/3

01/3

SD

57/0

28/1

69/0

82/0

86/0

58/0

17/1

25/1

23/1

تربیت‌بدنی

M

45/3

04/3

16/3

10/3

93/3

65/3

73/3

85/3

50/3

SD

26/1

94/0

71/0

18/1

68/0

04/1

61/0

93/0

50/1

براساس جنسیت

T

135/2-

344/1-

018/2

773/2

983/0

046/2-

333/1

615/0

476/0

P-value

034/0

180/0

045/0

006/0

327/0

042/0

184/0

539/0

636/0

براساس سابقه تدریس

f

918/1

155/1

474/2

726/2

360/0

004/2

007/1

305/1

947/0

P-value

108/0

332/0

046/0

030/0

837/0

095/0

405/0

269/0

437/0

براساس حوزه تدریس

f

071/3

731/0

244/2

553/3

909/0

614/0

511/2

838/0

022/2

P-value

017/0

571/0

065/0

008/0

459/0

653/0

043/0

502/0

098/0
                         

 

بنابر یافته‌های جدول (7)، بین اعضای هیئت‌علمی براساس جنسیت ازنظر احساس کارآمدی در تعیین راهبرد آموزش، روابط بین فردی و همچنین ادراک آن‌ها از حمایت همکار، حمایت اداری و منابع آموزشی تفاوت معناداری مشاهده نشده است، ولی ازنظر احساس کارآمدی در طرح درس، استفاده از فناوری، مدیریت کلاس و ارزشیابی یادگیری تفاوت معناداری وجود دارد؛ به‌گونه‌ای یافته‌ها حاکی از آن است که اعضای هیئت­علمی زن در طرح درس و ارزشیابی یادگیری احساس کارآمدی بیشتری نسبت به اعضای هیئت­علمی مرد دارند و اعضای هیئت­علمی مرد نیز در استفاده از فناوری و مدیریت کلاس احساس کارآمدی بیشتری دارند. همچنین یافته‌های جدول بالا نشان می‌دهد بین اعضای هیئت‌علمی براساس سابقة تدریس ازنظر احساس کارآمدی در طرح درس، تعیین راهبرد آموزش، روابط بین فردی، ارزشیابی یادگیری و همچنین ادراک آن‌ها از حمایت همکار، حمایت اداری و منابع آموزشی تفاوت معناداری وجود ندارد، ولی ازنظر احساس کارآمدی در استفاده از فناوری و مدیریت کلاس بین اعضای هیئت­علمی ازنظر سابقة تدریس تفاوت معناداری وجود دارد و اعضای هیئت­علمی دارای سابقة تدریس پایین در استفاده از فناوری و اعضای هیئت­علمی دارای سابقة تدریس بالا در مدیریت کلاس احساس کارآمدی بیشتری دارند. علاوه­براین یافته‌های جدول (6) حاکی از آن است که بین اعضای هیئت‌علمی براساس حوزة تدریس ازنظر احساس کارآمدی در تعیین راهبرد آموزش، استفاده از فناوری، روابط بین فردی، ارزشیابی یادگیری و همچنین ادراک آن‌ها از حمایت همکار و حمایت اداری تفاوت معناداری مشاهده نشده است، ولی ازنظر احساس کارآمدی در طرح درس، مدیریت کلاس و حمایت تدریس ادراک‌شده درزمینة منابع آموزشی تفاوت معناداری بین اعضای هیئت­علمی وجود دارد؛ به‌گونه‌ای که اعضای هیئت‌علمی گروه‌های علوم انسانی و زبان‌های خارجی درزمینة طرح درس و مدیریت کلاس احساس کارآمدی بیشتری نسبت به اعضای هیئت­علمی سایر گروه‌ها دارند و اعضای هیئت­علمی گروه علوم پایه نسبت به اعضای هیئت­علمی سایر گروه‌ها ازنظر منابع آموزشی حمایت و پشتیبانی‌های کمتری را دریافت کرده­اند.

 

بحث و نتیجه‌گیری

ادراک اعضای هیئت‌علمی از کارآمدی تدریس خود، تأثیر مثبتی­بر عملکرد تدریس ایشان دارد؛ بنابراین توجه به عوامل مؤثر بر کارآمدی تدریس اعضای هیئت‌علمی می‌تواند باعث ارتقای کیفیت آموزش دانشگاهی می‌شود. به نظر می‌رسد پشتیبانی و حمایت‌های آموزشی روشی مهم برای ارتقای کارآمدی تدریس و تقویت پیامدهای آموزشی باشد. در همین راستا پژوهشگران در پژوهش حاضر به­دنبال تبیین ویژگی­ها و رابطة بین ادراکات اعضای هیئت‌علمی از حمایت تدریس و کارآمدی تدریس در دانشگاه اصفهان بودند. به‌منظور تحقق این مهم، ابتدا داده‌های موردنیاز جمع‌آوری شد و سپس با استفاده از تکنیک‌های آماری مناسب که با روش تحقیق، نوع متغیرها هماهنگی داشت، تجزیه‌وتحلیل انجام شد.

بررسی نتایج روایی و پایایی ابزارهای ترجمه شده نشان داد که ابزارهای پژوهش از اعتبار لازم برخوردارند. همچنین یافته‌های پژوهش نشان داد که بین حمایت تدریس ادراک‌شده، کارآمدی تدریس و ابعاد آن‌ها رابطة مثبت و معناداری وجود دارد (جدول شمارة 4). یافته‌های به‌دست‌آمده از تحلیل رگرسیون گام‌به‌گام نیز نشان داد که منابع آموزشی، حمایت همکار و حمایت اداری به­ترتیب بیشترین تأثیر را بر طراحی دوره (طرح درس) و کارآمدی تدریس دارند. همچنین نتایج تحلیل رگرسیون نشان داد که تأثیر منابع آموزشی و حمایت همکار بر استفاده از فناوری، مدیریت کلاس و ارزشیابی یادگیری و تأثیر حمایت همکار و حمایت اداری بر راهبرد آموزشی و روابط بین­فردی مثبت و معنادار است. درحالی‌که تأثیر حمایت اداری بر استفاده از فناوری، مدیریت کلاس و ارزشیابی یادگیری و تأثیر منابع آموزشی بر راهبرد آموزشی و روابط بین فردی تأیید نشد (جدول شمارة 5). این بخش از یافته‌ها با یافته‌های پژوهش چانگ و همکاران (2010) و هان و همکاران (2018) هم‌راستاست.

چانگ و همکاران (2010) در پژوهش خود نشان دادند که ضرایب همبستگی بین حمایت تدریس ادراک‌شده و کارآمدی تدریس در بین اعضای هیئت‌علمی دانشگاه‌های دولتی کمتر از دانشگاه‌های خصوصی است. آن‌ها نشان دادند در دانشگاه‌های دولتی حمایت منابع آموزشی با طرح درس، استفاده از فناوری و ارزشیابی یادگیری؛ حمایت همکار با تمامی ابعاد کارآمدی تدریس به جزء روابط بین فردی؛ و حمایت اداری با راهبرد آموزشی و ارزشیابی یادگیری رابطة مثبت و معناداری دارند. در دانشگاه‌های خصوصی نیز روابط بین ابعاد حمایت آموزشی با ابعاد کارآمدی تدریس به جزو روابط بین حمایت همکار و طرح درس؛ حمایت اداری با استفاده از فناوری و روابط بین فردی تأیید شده است. به‌طورکلی چانگ و همکاران (2010) نشان دادند که حمایت همکاران، منابع آموزشی و نوع دانشگاه بر کارآمدی تدریس تأثیراتی دارند، ولی حمایت اداری بی‌تأثیر است. هان و همکاران (2018) نیز در پژوهش خود نشان دادند بین ادراک اعضای هیئت‌علمی و کارآمدی تدریس آن‌ها رابطة مثبت و معناداری وجود دارد. آن‌ها نشان دادند که منابع آموزشی و حمایت همکار با تمامی ابعاد کارآمدی تدریس رابطة مثبت و معناداری وجود دارد. درحالی‌که حمایت اداری در مؤسسات کلیدی بی‌تأثیر است و با کارآمدی در طراحی دوره (طرح درس)، استفاده از فناوری، مدیریت کلاس و ارزیابی یادگیری در میان اعضای هیئت‌علمی مؤسسات ایالتی رابطه منفی، اما با طراحی دوره (طرح درس) و استفاده از فناوری در میان هیئت‌علمی مؤسسات حرفه‌ای رابطة مثبت دارد.

نتایج به‌دست‌آمده از بررسی ادراک اعضای هیئت‌علمی از کارآمدی در تدریس نیز نشان داد که به‌طورکلی ادراک اعضای هیئت‌علمی از کارآمدی در تدریس و حمایت‌های آموزشی در حد متوسط و متوسط به بالاست و اعضای هیئت‌علمی در حوزه‌های طراحی دوره (طرح درس)، مدیریت کلاس و ارزشیابی یادگیری، روابط بین­فردی، استفاده از فناوری و راهبرد آموزشی به­ترتیب احساس کارآمدی بیشتری دارند (جدول شمارة 4). این یافته‌ها تا حدودی با یافته‌های پژوهش ژنگ، وانگ، دال، دنگ و ویلیامز[42](2018)، دوانگ، (2017الف)؛ چانگ و همکاران (2010)؛ چانگ و همکاران (2011) و هان و همکاران (2018) که نشان دادند اعضای هیئت‌علمی در طراحی دوره (طرح درس) کارآمدی و اعتمادبه‌نفس بیشتری دارند؛ ولی در تعیین راهبرد آموزشی خود را کمتر کارآمد می‌دانند، هم‌راستاست. همچنین یافته‌های حاصل از بررسی ادراک اعضای هیئت‌علمی از حمایت‌ تدریس در محیط دانشگاه خود نشان داد که حمایت همکاران، حمایت اداری و منابع آموزشی به­ترتیب بیشترین میانگین را داشته‌اند (جدول شمارة 4). این در حالی است که چانگ و همکاران (2010) و هان و همکاران (2018) در پژوهش‌های خود نشان دادند حمایت همکار، منابع آموزشی و حمایت اداری به­ترتیب بیشترین میانگین را در میان اعضای هیئت‌علمی داشته‌اند. این اختلافات و ناهمسوی­های جزئی در یافته‌ها پژوهش با پژوهش‌های مشابه می‌تواند ناشی از فرهنگ آموزشی جوامع مورد مطالعه باشد؛ زیرا قلمرو بزرگ و نابرابری‌هایی در توسعة منطقه‌ای، باعث ایجاد تفاوت‌هایی در بین دانشگاه­ها باتوجه­به جهت‌گیری آموزشی، سرمایه‌گذاری و توزیع منابع شده است که مشکلاتی ازجمله شرایط آموزشی نامناسب و نابرابری آموزشی ایجاد ش د(ین، ونگ و هان[43]، 2016).

یافته‌های حاصل از آزمون روابط ساختاری بین حمایت تدریس‌ ادراک‌شده و کارآمدی تدریس نشان داد که مدل علّی فروض­شده از برازش مناسبی برخوردار است و حمایت تدریس با ضریب مسیر 74/0 حدود 55درصد از واریانس کارآمدی تدریس اعضای هیئت‌علمی را به‌طور مستقیم پیش‌بینی می‌کند (شکل 2؛ جدول 6). این بخش از یافته‌های پژوهش علاوه­بر هم‌راستایی با پژوهش‌های قبلی با یافته‌های ­چانن­-موران و ولفک­-هوی (2002) و تامسون، واکوید، وایت­هد و هاگینز[44](2020) هماهنگ و هم‌راستاست. ­چانن­-موران و ولفک­-هوی (2002) در پژوهش خود نشان دادند که ارزیابی معلمان از منابع کلیدی و پشتیبانی درزمینة‌های آموزشی به قضاوت آن‌ها دربارة کارآمدی خود کمک می‌کند و در دسترس بودن منابع و نیز حمایت والدین، احساس کارآمدی معلمان را در طول مدت خدمت تحت تأثیر قرار می‌دهد.

در تبیین یافته‌های به‌دست‌آمده می‌توان گفت که خودکارآمدی ادراک‌شده بر کارکرد انسان تأثیر می­گذارد، به‌طوری­که می‌توان گفت افرادی که دارای حس کارآمدی قوی هستند و خود را در انجام فعالیتی خاص کارآمد می‌دانند، به­احتمال زیاد به نتایج مطلوبی دست خواهند یافت؛ زیرا این افراد با جدّیت و پشتکار بیشتری در نیل به اهداف خود تلاش کرده و در مقابل موانع و چالش­ها مقاومت می‌کنند (جاج، جکسون، شاو، اسکات و ریچ[45]، 2007؛ بندورا، 1986؛ کوک، 1998). همچنین خودکارآمدی تدریس مثبت، سطوح بالاتری از تعهد و اشتیاق در قبال کار (آلیندر[46]، 1994؛ شانک و میک[47]، 2006؛ بندورا، 2007) و سطوح پایین‌تری از استرس (گرین­وود، الجنیک و پارکی[48]، 1990؛ ین، هان و پرون[49]، 2020) را پیش­بینی می­کند. در حوزة آموزش نیز باور کارآمدی مدرسان نقش تعیین­کننده­ای در تحقق اهداف آموزشی دارد. براساس مبانی نظری و تجربی پژوهش مدرسانی که احساس قابلیت و اطمینان می‌کنند و خود را در تدریس کارآمد می‌دانند، اعتمادبه‌نفس، اشتیاق و تعهد بیشتری دارند. آن‌ها زمان بیشتری را صرف فعالیت­های آموزشی می‌کنند و در تعیین و پیگیری تحقق اهداف آموزشی پشتکار و جدّیت بیشتری دارند؛ بنابراین می‌توان گفت علاوه­بر دانش و مهارت‌های لازم، اعضای هیئت‌علمی باید نسبت به توانایی‌های خود درزمینة سازماندهی و اجرای فعالیت­های آموزشی، مطمئن باشند و به نوعی احساس و باور کارآمدی در آن‌ها شکل بگیرد. مطابق با مبانی تجربی و یافته‌های پژوهش باور کارآمدی اعضای هیئت‌علمی در تدریس تا حدودی با قضاوت و ارزیابی آن‌ها از منابع، حمایت­ها و محدودیت­های موجود در محیط‌های آموزشی که در آن فعالیت می‌کنند، شکل می‌گیرد (فانگ و همکاران، 2019). در همین راستا چانگ و همکاران (2010) براساس نظریة جبرگرایی بندورا اظهار داشته‌اند که اعضای هیئت‌علمی تحت تأثیر ارزش­ها، انتظارات، منابع، تحریم­ها و محدودیت­های دانشگاهی قرار می­گیرند و دانشگاه­ها با به‌کارگیری سازوکارهای طراحی­شده به‌منظور تطبیق باورها و ارزش­های شخصی با هنجارهای دانشگاه، باورهای اعضای هیئت‌علمی خود را شکل می‌دهند.

درنهایت نتایج حاصل از مقایسة ادراکات اعضای هیئت‌علمی از حمایت تدریس و کارآمدی تدریس برحسب جنسیت، سابقه تدریس و حوزة تدریس نشان داد که اعضای هیئت‌علمی زن در حوزه‌های طراحی دوره (طرح درس) و ارزشیابی یادگیری احساس کارآمدی بیشتری نسبت به اعضای هیئت‌علمی مرد و اعضای هیئت‌علمی مرد نیز در حوزه‌های استفاده از فناوری و مدیریت کلاس احساس کارآمدی بیشتری دارند (جدول شمارة 7). کارآمدی تدریس را برخی عوامل آموزشگاهی مثل ویژگی‌های جمعیت‌شناختی مدرسان تحت تأثیر قرار می­دهد (چانن- موران و مک‌مستر[50]، 2009).‌ باتوجه­به توسعة ساختار کارآمدی تدریس چانگ و همکاران (2010 و 2011)، ابعاد شش‌گانة کارآمدی تدریس در دو دستة کلی یعنی مفاهیم انتقال‌دهندة اطلاعات و مفاهیم تسهیل درک و یادگیری در فراگیران تقسیم می‌شود. طراحی دوره (طرح درس) مفهوم آموزش را به‌عنوان انتقال اطلاعات نشان می‌دهد؛ درحالی‌که پنج بعد دیگر در مفاهیم آموزش، تسهیل‌کنندة یادگیری در نظر گرفته‌شده­اند (نورتن و همکاران، 2005: 549). براین­اساس، یافته‌های به‌دست‌آمده را می‌توان این‌گونه تبیین کرد که اعضای هیئت‌علمی مرد بیشتر به‌سوی تسهیل یادگیری و اعضای هیئت‌علمی زن بیشتر به انتقال اطلاعات و دانش متمایل هستند. این بخش از یافته‌ها با پژوهش کلاسن و چیو[51] (2010) که نشان دادند معلمان مرد خودکارآمدی درزمینة مدیریت کلاس را بهتر درک کرده‌اند، هم‌راستاست. به‌طور جزئی نیز با یافته‌های پژوهش چانگ و همکاران (2011) و هان و همکاران (2018) هماهنگ است. چانگ و همکاران (2011) در پژوهش خود نشان دادند که اعضای هیئت‌علمی زن در مدیریت کلاس و ارزیابی یادگیری احساس کارآمدی بیشتری دارند. درحالی‌که هان و همکاران (2018) نشان دادند که اعضای هیئت‌علمی مرد در طراحی دوره (طرح درس)، استفاده از تکنولوژی و مدیریت کلاس احساس کارآمدی بیشتری نسبت به اعضای هیئت‌علمی زن دارند. همچنین یافته‌ها نشان داد که اعضای هیئت‌علمی دارای سابقة تدریس کمتر در حوزة استفاده از فناوری و اعضای هیئت‌علمی دارای سابقة تدریس بیشتر در حوزه مدیریت کلاس احساس کارآمدی بیشتری دارند. علاوه­براین، یافته‌ها حاکی از آن است که اعضای هیئت‌علمی گروه‌های علوم انسانی و زبان‌های خارجی در حوزه طراحی دوره (طرح درس) و مدیریت کلاس احساس کارآمدی بیشتری نسبت به اعضای هیئت‌علمی سایر گروه‌ها دارند و اعضای هیئت‌علمی گروه علوم پایه نسبت به اعضای هیئت‌علمی سایر گروه‌ها ازنظر منابع آموزشی حمایت و پشتیبانی‌های کمتری را دریافت کرده­اند (جدول شمارة 6). چانگ و همکاران (2011) نیز در پژوهش خود نشان دادند که اعضای هیئت‌علمی جوان (باسابقة کاری کمتر از 6 سال) ادراک کارآمدی کمتری در طراحی دوره (طرح درس) داشته‌اند. اعضای هیئت‌علمی علوم‌تربیتی نیز ادراک کارآمدی بالاتری نسبت به دیگر رشته‌ها نشان دادند. همچنین، استادانی که تدریس و تخصص آن‌ها مطابقت داشته است، کارآمدی بالاتری را گزارش کرده‌اند.

 باتوجه­به یافته‌های به‌دست‌آمده می‌توان گفت پشتیبانی و حمایت‌ تدریس ازسوی محیط‌های آموزشی به کارآمدی تدریس اعضای هیئت‌علمی کمک می‌کند؛ بنابراین پیشنهاد می‌شود که:

- باتوجه­به تأثیر منابع آموزشی بر کارآمدی تدریس باید گفت که ضروری است دانشگاه‌ها منابع آموزشی را به­شکل منطقی سازمان­دهی و در دسترس اعضای هیئت‌علمی قرار دهند. همچنین مسئولان در راستای غنای محیط آموزشی ازنظر منابع و امکانات کمک­آموزشی، حساب­شده عمل کنند و متناسب با نیازهای رشته­های مختلف منابع آموزشی فراهم کنند.

- همان‌طور که یافته‌های پژوهش نشان داد حمایت همکاران در حوزة تدریس بر کارآمدی اعضای هیئت‌علمی تأثیر مثبت دارد و بر ترجیحات آموزشی اعضای هیئت‌علمی و جریان پذیرش اجتماعی آن‌ها در دانشگاه مؤثر خواهد بود؛ بنابراین مدیران و مسئولان ضمن در نظر گرفتن امکانات آموزشی، فناوری و منابعی که برای آموزش و یادگیری دانش‌آموز مفید هستند. درعین­حال، می‌توانند به ایجاد و حفظ محیط دوستانه کمک کنند که نه­تنها ارتباطات و اشتراک تجارب آموزشی در میان اعضای هیئت‌علمی را افزایش می‌دهد، آن‌ها را به حمایت بیشتر به یک­دیگر در تجارب و تجربیات آموزشی خود توانمند می‌کند.

- با توجه به تأثیر متغیرهای جنسیت، سابقه و حوزة تدریس بر ادراک اعضای هیئت‌علمی از کارآمدی خود درزمینة تدریس، به نظر می رسد به‌منظور افزایش ابعاد مختلف خودکارآمدی اعضای هیئت‌علمی، تفاوت‌های فردی در نیازهای آن‌ها نباید نادیده گرفته شود و هنگام طراحی و تنظیم برنامه‌های خاص برای بهبود کارآمدی تدریس آن‌ها باید ویژگی‌ها و نیازهای فردی آن‌ها در نظر گرفته شود. همچنین، پیشنهاد می­شود در پژوهش­های بعدی میزان خودکارآمدی اعضای هیئت­علمی به صورت طولی از بدو تدریس دانشگاهی بررسی و پژوهش شود.

- باتوجه­به اینکه یافته‌های این مطالعه مبتنی­بر ادراکات اعضای هیئت‌علمی دانشگاه اصفهان در موردحمایت‌های تدریس و کارآمدی درزمینة تدریس است، پیشنهاد می‌شود در پژوهش‌های آینده تفاوت بین حمایت‌های تدریس ادراک‌شدة اعضای هیئت‌علمی و حمایت‌ها و پشتیانی­های واقعی دانشگاه اصفهان مطالعه شود. همچنین با­توجه­به اینکه در ایران مؤسسات آموزش عالی ازنظر تأمین مالی، ساختار و مأموریت با هم تفاوت دارند، پیشنهاد می‌شود حمایت‌های تدریس ادراک‌شده و کارآمدی تدریس در بین اعضای هیئت‌علمی دیگر مؤسسات آموزشی عالی نظیر دانشگاه آزاد اسلامی و پیام نور مطالعه و یافته‌ها با نتایج پژوهش حاضر مقایسه شود.


[1]. Andrian

[2] . compatibilism

[3]. Norton, Richardson, Hartley, Newstead & Mayes

[4]. teaching efficacy

[5]. Bandura

[6]. Han, Yin & Wang

[7]. Hoy

[8]. Burton & Frazier

[9]. Deemer

[10]. Schnell, Ringeisen, Raufelder & Rohrmann

[11]. Skott

[12]. Schoenfeld

[13]. Duffin, French & Patrick

[14]. Ashton & Webb

[15]. Kim & Shin

[16]. Gibson & Dembo

[17]. Zhang, Fu, Li & He

[18]. Ross

[19]. Duong

[20]. Goddard, Hoy & Hoy

[21]. bin Khairani & bin Razak

[22]. Kim & Cho

[23]. Li & Su

[24]. Brown

[25]. Gow & Kember

[26]. Chang, McKeachie & Lin

[27]. Bedir

[28]. Mehdinezhad

[29] . Chang,‌ Lin & Song

[30]. Tschannen-Moran, Hoy & Hoy

[31]. Fong, Dillard & Hatcher

[32]. Tschannen-Moran‌ & Woolfolk Hoy

[33]. Liu

[34]. Fives & Buehl

[35]. Klassen & Tze

[36]. Henard & Roseveare

[37]. Hutchinson

[38]. Lin and Correll

[39]. Cook

[40]. Postareff, Lindblom-Ylänne & Nevgi

[41]. .Arbuckle

[42]. Zheng, Wang, Doll, Deng & Williams

[43]. Yin., Wang & Han

[44]. Thomson, Walkowiak, Whitehead, & Huggins

[45]. Judge, Jackson, Shaw, Scott & Rich

[46]. Allinder

[47]. Schunk, & Meece

[48]. Green Wood, Olejnik, & Parkay

[49]. Yin, Han & Perron

[50]. Tschannen-Moran & Mcmaster

[51] . Klassen & Chiu

References

اسدیان، سیروس؛ پیری، موسی و سعادت­فر، رحمت (1396). تدریس اثربخش در آموزش عالی براساس تجارب حرفه‌ای استادان و ارتباط آن با تدریس خودگزارشی. مطالعات برنامة درسی آموزشی عالی، 15، 134-113.
صفری، ثنا‌(1390). ویژگی­های فرایند تدریس- یادگیری در آموزش عالی.فصلنامة آموزش مهندسی ایران، 50، 90-73.
وهابی، احمد؛ ندریان، حیدر؛ صیادی، مهناز؛ ایرانپور، عابدین؛ بهمن پور، کاوه؛ مرادزاده، رحمت­الله و کریم­زاده، محمدباقر (1390). عوامل تعیین­کنندة کارآمدی تدریس از دیدگاه مدرسین غیربالینی دانشگاه علوم پزشکی کردستان.آموزش در پزشکی، 12(1)، 54-46.
سلیمی، لادن؛ کشتی­آرای، نرگس و فتحی­واجارگاه، کورش (1393). تبیین سیر تحول و اصلاح نظام برنامة درسی آموزش عالی بعد از انقلاب اسلامی در ایران. دوفصلنامة مطالعات برنامة درسی آموزش عالی، 9، 73-52.
Allinder, R. M. (1994). The relationship between efficacy and the instructional practices of special education teachers and consultants. Teacher Education and Special Education, 17(2), 86-95.
Andrian, D. (2019). Developing an instrument to evaluate the influential factors of the success of local curriculum. REiD (Research and Evaluation in Education), 5(1), 75-84.
Arbuckle, J. L. (2017). IBM SPSS Amos 25 user’s guide. Amos Development Corporation, SPSS Inc.
Bandura, A. (1997). Self-efficacy: the exercise of control. New York: Freeman.
Bandura, A. (2007). Much do over a faculty conception of perceived self–efficacy grounded in faculty experimentation. Journal of Social and Clinical Psychology, 26(6), 641-658.
Bedir, G. (2017). Perception of teaching efficacy by faculty members. International Journal on New Trends in Education & their Implications (IJONTE), 8(1), 51-61.
Bin Khairani, A. Z., & Bin Ab Razak, N. (2010). Teaching efficacy of universiti sains malaysia mathematics student teachers. Procedia-Social and Behavioral Sciences, 8, 35-40.
Brown, G. (1993). Effective teaching. Quality assurance for university teaching, 211-232.
Burton, E. P., & Frazier, W. M. (2012). Voices from the front lines: Exemplary science teachers on education reform. School Science and Mathematics, 112(3), 179-190.
Chang, T. S., Lin, H. H., & Song, M. M. (2011). University faculty members’ perceptions of their teaching efficacy. Innovations in Education and Teaching International, 48(1), 49–60.
Chang, T. S., McKeachie, W., & Lin, Y. G. (2010). Faculty perceptions of teaching support and teaching efficacy in Taiwan. Higher Education, 59(2), 207-220.
Cook, P. A. (1998). The influence of organizational characteristics on faculty teaching self-efficacy (Doctoral dissertation, George Peabody College for Teachers of Vanderbilt University).
Deemer, S. (2004). Classroom goal orientation in high school classrooms: Revealing links between teacher beliefs and classroom environments. Educational research, 46(1), 73-90.
Duffin, L. C., French, B. F., & Patrick, H. (2012). The teachers' sense of efficacy scale: Confirming the factor structure with beginning pre-service teachers. Teaching and Teacher Education, 28(6), 827-834.
Duong, M. Q. (2017a). The effects of university environment factors on faculty members’ teaching efficacy in Vietnam. International Research in Education, 5(2), 29-40.
Duong, Q. M. (2017b). Administrative support, remuneration policy and faculty teaching efficacy in Vietnamese higher education. International Journal of Learning and Development, 7(4), 1-12.
Fives, H., & Buehl, M. M. (2016). Teachers’ beliefs, in the context of policy reform. Policy Insights from the Behavioral and Brain Sciences, 3(1), 114-121.
Fong, C. J., Dillard, J. B., & Hatcher, M. (2019). Teaching self-efficacy of graduate student instructors: Exploring faculty motivation, perceptions of autonomy support, and undergraduate student engagement. International Journal of Educational Research, 98, 91-105.
Gibson, S., & Dembo, M. H. (1984). Teacher efficacy: A construct validation. Journal of educational psychology, 76(4), 569.
Gow, L., & Kember, D. (1993). Conceptions of teaching and their relationship to student learning. British Journal of Educational Psychology, 63(1), 20–33.
Greenwood, G. E., Olejnik, S. F., & Parkay, F. W. (1990). Relationships between four teacher efficacy belief patterns and selected teacher characteristics. Journal of research & Development in Education. 23(2), 102-106.
Han, J., Perron, B. E., Yin, H., & Liu, Y. (2020). Faculty stressors and their relations to teacher efficacy, engagement and teaching satisfaction. Higher Education Research & Development, 39(1), 1-16.
Han, J., Yin, H., & Wang, J. (2018). A case study of faculty perceptions of teaching support and teaching efficacy in China: characteristics and relationships. Higher Education, 76(3), 519-636.
Henard, F., & Roseveare, D. (2012). Fostering quality teaching in higher education: Policies and practices. an IMHE guide for higher education institutions.
Hoy, A. W. (2004). Essays on teaching excellence: Toward the best in the academy. Self-Efficacy in College Teaching, 15(7), 8-11.
Hutchinson, W. (1998). An Investigation of teacher stress and efficacy. Stanley, Hong Kong: The Hong Kong Sea School. (ERIC Document Reproduction Service No. ED 460105)
Judge, T. A., Jackson, C. L., Shaw, J. C., Scott, B. A., & Rich, B. L. (2007). Self-efficacy and work-related performance: The integral role of individual differences. Journal of Applied Psychology, 92(1), 107.
Kim, E. K., & Shin, S. (2017). Teaching efficacy of nurses in clinical practice education: A cross-sectional study. Nurse Education Today, 54, 64-68.
Kim, H., & Cho, Y. (2014). Pre-service teachers’ motivation, sense of teaching efficacy, and expectation of reality shock. Asia-Pacific Journal of Teacher Education, 42(1), 67-81.
Klassen, R. M., & Chiu, M. M. (2010). Effects on teachers' self-efficacy and job satisfaction: Teacher gender, years of experience, and job stress. Journal of Educational Psychology, 102(3), 741.
Klassen, R. M., & Tze, V. M. (2014). Teachers’ self-efficacy, personality, and teaching effectiveness: A meta-analysis. Educational Research Review, 12, 59-76.
Li, A. T., & Su, Y. W. (2014). Exploring the relationship between personality features and teaching self-efficacy in clinical nursing preceptors. Journal of Nursing Research, 22(3), 176-182.
Lin, H.L., & Correll, J. (2001). Exploratory analysis of pre-service teacher efficacy in Taiwan. Teaching and Teacher Education, 17(5), 623–635.
Mehdinezhad, V. (2012). Faculty members’ understanding of teaching efficacy criteria. Education Inquiry, 3(1), 49-69.
Norton, L., Richardson, T. E., Hartley, J., Newstead, S., & Mayes, J. (2005). Teachers’ beliefs and intentions concerning teaching in higher education. Higher education, 50(4), 537-571.
Postareff, L., Lindblom-Ylänne, S., & Nevgi, A. (2007). The effect of pedagogical training on teaching in higher education. Teaching and Teacher Education, 23(5), 557–571.
Schnell, K., Ringeisen, T., Raufelder, D., & Rohrmann, S. (2015). The impact of adolescents' self-efficacy and self-regulated goal attainment processes on school performance—Do gender and test anxiety matter?. Learning and Individual Differences, 38, 90-98.
Schoenfeld, A. H. (2015). What counts, when? Reflection on beliefs, affect, attitude, orientations, habits of mind, grain size, time scale, context, theory, and method. From beliefs to dynamic affect systems in mathematics education, 395-404.
Schunk, D. H., & Meece, J. L. (2006). Self-efficacy development in adolescence. Self-Efficacy Beliefs of Adolescents, 5,71-96.
Skott, J. (2015). The promises, problems, and prospects of research on teachers’ beliefs. International handbook of research on teachers’ beliefs, 13-30.
Thomson, M. M., Walkowiak, T. A., Whitehead, A. N., & Huggins, E. (2020). Mathematics teaching efficacy and developmental trajectories: A mixed-methods investigation of novice K-5 teachers. Teaching and Teacher Education, 87, 1-14.
Tschannen-Moran, M., & Mcmaster, P. (2009). Sources of self-efficacy: Four professional development formats and their relationship to self-efficacy and implementation of a new teaching strategy. Elementary School Journal, 110(2), 228–245.
Tschannen-Moran, M., & Woolfolk Hoy, A. (2002, April). The influence of resources and support on teachers’ efficacy beliefs. In annual meeting of the American Educational Research Association, New Orleans, LA.
Yin, H., Han, J., & Perron, B. E. (2020). Why are Chinese university teachers (not) confident in their competence to teach? The relationships between faculty-perceived stress and self-efficacy. International Journal of Educational Research, 100, 101529.
Yin, H., Wang, W., & Han, J. (2016). Chinese undergraduates’ perceptions of teaching quality and the effects on approaches to studying and course satisfaction. Higher Education, 71(1), 39–57.
Zhang, L. F., Fu, M., Li, D. T., & He, Y. (2019). Emotions and teaching styles among academics: The mediating role of research and teaching efficacy. Educational Psychology, 39(3), 370-394.
Zheng, Y., Wang, J., Doll, W., Deng, X., & Williams, M. (2018). The impact of organisational support, technical support, and self-efficacy on faculty perceived benefits of using learning management system. Behaviour & Information Technology, 37(4), 311-319.
 
 
 

 

Files

Share

How to cite

Statistics