The effect of online educational, social and cognitive presence on academic satisfaction with mediation of loneliness in gifted female students of the second high school

Document Type : Original Article

Authors

1 Assistant Professor, Psychology Department, Faculty of Literature and Humanities, Lorestan University, Khorramabad, Iran.

2 PhD in Educational Psychology and teacher of Farhangian University, Khorramabad, Iran

3 Assistant Professor, Department of Counseling, School of Humanities, Hazrat-e Masoumeh University, Qom, Iran.

Abstract

The purpose of this study was to investigate the effect of online educational, social and cognitive presence on academic satisfaction through the mediation of loneliness in gifted female students of the second high school. The research method was correlation of the type path analysis. The population of this study included all the population of this study includes all female high school students of Farzanegan Secondary School who were studying in the academic year 2020-2021. The statistical sample size was determined based on the rules of thumb Kline equal to 170 female high school students, which was done by available sampling method and online questionnaire. The instruments used in this study were Community of Inquiry Framework (CIF), University of California Los Angeles Loneliness Scale (UCLA) and The Multidimensional Students' Life Satisfaction Scale (MSLSS). Data analysis was performed using path analysis statistical method and by the SPSS-22, and AMOS-24 software. Findings showed that after eliminating the direct path from educational presence to loneliness, the causal model of educational, social and cognitive attendance to students' academic satisfaction was confirmed through the mediating role of loneliness. According to the results of this study, the presence of a sense of presence had a significant effect on reducing students' feelings of loneliness, which can increase their academic satisfaction; Therefore, in online environments where non-verbal communication in face-to-face meetings is limited, the presence of instructors and learners is essential to prevent feelings of isolation and create a productive online learning environment.
 

Keywords

Full Text

با گسترش یادگیری آنلاین[1]، بسیاری از پژوهشگران اشاره کرده‌اند که طراحی مناسب، تسهیل و حمایت‌های مرتبط برای اثربخشی یادگیری آنلاین نیاز است (لیم و ریچاردسون[2]، 2021). به‌طور خاص، در انجمن تحقیق و بررسی (COI)[3]، چارچوبی که نشان‌دهندۀ فرایند ایجاد تجربۀ یادگیری عمیق و معنادار در یادگیری آنلاین باشد، با توسعۀ حضور آموزشی، شناختی و اجتماعی[4] -که به‌طور وابسته به یکدیگر عمل می‌کنند- امکان‌پذیر است و به‌طور شایع برای طراحی و تسهیل دوره‌های آنلاین استفاده می‌شود (لیم و ریچاردسون، 2021). گریسون و آرباق[5] (2007)، چارچوب اجتماع اکتشافی[6] را بر مبنای عامل حضور در یک دورۀ آموزشی عنوان کرده‌اند. در یک دوره‌ی تحت وب، ساده‌ترین تعریف از حضور به حس فراگیر از بودن و تعلق‌داشتن به یک دوره و توانایی برای تعامل با سایر فراگیران و معلم - اگرچه ارتباط فیزیکی در دسترس نیست- اشاره دارد (تقی‌زاده و همکاران، 1397). بسیاری از پژوهشگران رابطۀ بین هر یک از سه حضور را به‌ روی پیامدهای یادگیری دانش‌آموزان و عملکرد تحصیلی آنها (برای نمونه، یانگ[7] و همکاران، 2016؛ لیم و ریچاردسون، 2021؛ تقی‌زاده و همکاران، 1397) و رضایت از دوره‌های آنلاین (برای نمونه، روح[8]، 2015؛ لیم و ریچاردسون، 2021؛ خزائی و عارفی، 1399) بررسی کرده و به نتایج مثبتی دست یافته‌اند؛ به این معنی که سه عامل حضور، رابطۀ مثبتی با عملکرد تحصیلی و رضایت تحصیلی دارد. منظور از رضایت تحصیلی، میزان لذت و خشنودی فرد از نقش و تجربیات خود به‌عنوان دانش‌آموز است (فارسی و همکاران، 1400). رضایت از تحصیل به‌عنوان شاخصی اثرگذار در بهینه‌سازی عملکرد دانش‌آموز مانند تعهد نسبت به اهداف مدرسه، اتمام موفقیت‌آمیز تحصیل، سازگاری با مدرسه و رضایت کلی از زندگی است و همانند عاملی اثرگذار در اندازه‌گیری کیفیت یادگیری و آموزش شناخته می‌شود (فارسی و همکاران، 1400). در مدل پژوهش، رابطۀ این ‌دو مؤلفه (حضور و رضایت تحصیلی)، از سوی مؤلفۀ احساس تنهایی کنترل می‌شود.

تنهایی[9] به‌عنوان مشکل کلی سلامتی در طول پاندمی کووید – 19، به هیجان پیچیدۀ اضطراب و نارضایتی[10] مرتبط با فقدان ارتباط با دیگران یا جمع‌نبودن اشاره دارد (کوه و لیو[11]، 2020). این سازه بیان‌کنندۀ شرایطی است که یک شخص از آشفتگی هیجانی به علت احساس طردشدن یا منزوی‌شدن از افراد دیگر، رنج می‌برد (لین و چاو[12]، 2020). پژوهش‌های اخیر (برای نمونه، پیتمن[13] و همکاران، 2018؛ توماس[14] و همکاران، 2020؛ کوه و لیو، 2020) اهمیت تنهایی را مشکلی در سلامت کلی جوانان و سبک زندگی آنها در اثر وابستگی به رسانه‌های جمعی[15] مطرح کرده‌اند؛ تا به حال پژوهشی نقش میانجی احساس تنهایی را در رابطۀ بین حضور تحصیلی و رضایت تحصیلی بررسی نکرده است؛ اما چندین پژوهش (ازجمله کوه و لیو، 2020؛ توماس و همکاران، 2020؛ سلیمی و همکاران، 1388؛ یعقوبی و مردانی، 1397؛ مسعودنیا، 1398) احساس تنهایی را به‌عنوان میانجی حمایت اجتماعی و استفاده از اینترنت و وابستگی به فضای سایبر مطالعه کرده و به این نتیجه رسیده‌اند که احساس تنهایی خانوادگی، میزان استفاده از اینترنت را به‌گونۀ مثبت و احساس تنهایی اجتماعی میزان استفاده از اینترنت را به‌گونۀ منفی پیش‌بینی می‌کند؛ همچنین در پژوهش‌هایی مثل لو[16] و همکاران (2021) و شاهینی[17] و همکاران (2011)، احساس تنهایی به‌عنوان میانجی حمایت اجتماعی و رضایت از زندگی، نقش معناداری داشته است؛ به‌طوری که وجود حمایت اجتماعی مناسب سبب کاهش میزان احساس تنهایی و افزایش رضایت از زندگی شده است. در پژوهش هیتزیگ[18] و همکاران (2021) و مارتیلا[19] و همکاران (2021) که ارتباط بین شبکه‌های اجتماعی و تنهایی بر روی سلامتی و رضایت از زندگی بررسی شده است، به این نتیجه رسیده‌اند که شبکه‌های اجتماعی، تنهایی را افزایش می‌دهد و تنهایی هم بر رضایت از زندگی تأثیر منفی دارد.

آنچه ضرورت انجام این پژوهش را نشان می‌دهد، این است که گسترش پیامدهای ویروس کرونا، پژوهشگر را ناچار می‌کند متغیرهایی را شناسایی کند که امکان انجام آموزش‌و‌پرورش به شیوۀ مجازی را عملی‌تر کند و با توجه به اینکه رضایت تحصیلی در پسِ حضور دانش‌آموزان مهم است، شناسایی متغیرهای مؤثر در این رابطه حائز اهمیت است. منتها در مدل فرضی اولیه، ارتباط سه حضور با رضایت تحصیلی با سازۀ تنهایی تعدیل می‌شود؛ همچنین با توجه به اهمیت دورۀ پسا‌کرونایی در حال حاضر و عوارض این بحران، پژوهش‎های علمی اندکی پیرامون رضایت تحصیلی به‌دنبال حضور در یادگیری الکترونیکی صورت گرفته است؛ از این‌ رو، این پژوهش با هدف نقش واسطه‌ای احساس تنهایی در رابطۀ بین حضور آموزشی، اجتماعی و شناختی با رضایت تحصیلی دانش‌آموزان تیزهوش در زمان آموزش الکترونیکی به انجام رسید. براساس آنچه گفته شد، مدل این پژوهش براساس شکل (1) تدوین شده است.

 

شکل 1: مدل مفهومی پژوهش

بر این اساس، فرضیه‌ها عبارت است از:

  • حضور آموزشی، اثر مثبت و معنادار بر رضایت تحصیلی دارد.
  • حضور شناختی، اثر مثبت و معنا‌دار بر رضایت تحصیلی دارد.
  • حضور اجتماعی، اثر مثبت و معنا‌دار بر رضایت تحصیلی دارد.
  • احساس تنهایی، اثر منفی و معنا‌دار بر رضایت تحصیلی دارد.
  • حضور شناختی، اثر منفی و معنا‌دار بر احساس تنهایی دارد.
  • حضور اجتماعی، اثر منفی و معنا‌دار بر احساس تنهایی دارد.
  • حضور شناختی، از طریق میانجی‌گری احساس تنهایی اثر غیرمستقیم بر رضایت تحصیلی دارد.
  • حضور اجتماعی، از طریق میانجی‌گری احساس تنهایی اثر غیرمستقیم بر رضایت تحصیلی دارد.

 

روش

جامعۀ آماری، نمونه و روش اجرای پژوهش

روش پژوهش براساس هدف، کاربردی و برحسب گردآوری اطلاعات و یافته‌ها از نوع توصیفی- همبستگی است. برای تجزیه‌وتحلیل اطلاعات، از روش تحلیل مسیر استفاده شده است. جامعۀ آماری پژوهش شامل کلیۀ دانش‌آموزان دختر دورۀ دوم متوسطۀ مدارس تیزهوشان شهر خرم‌آباد است که در سال تحصیلی 400-1399 مشغول به تحصیل بودند. طبق آماری که از طریق ادارۀ کل آموزش‌و‌پرورش در اختیار این پژوهش قرار گرفت، تعداد 340 دانش‌آموز دختر در دورۀ متوسطۀ دوم در پایه‌های اول، دوم و سوم در این شهر مشغول به تحصیل هستند.

تعیین حداقل حجم نمونۀ لازم برای گردآوری داده‌های مربوط به مدل‌‌یابی ساختاری بسیار بااهمیت است؛ با وجود آنکه دربارۀ حجم نمونۀ لازم برای تحلیل عاملی و مدل‌های ساختاری، توافق کلی وجود ندارد (شریبر[20] و همکاران، 2006). براساس قاعدۀ سرانگشتی کلاین[21] (2015) به‌ازای هر مسیر دست‌کم 10 و حداکثر 20 نفر انتخاب می‌شود. این پژوهش 9 مسیر (شش مسیر مستقیم و سه مسیر غیرمستقیم) داشت. حجم نمونه برابر 170 نفر تعیین شد. روش نمونه‌گیری با توجه به محدودیت تردد هنگام جدی‌شدن خطر کرونا در ایران به‌صورت غیر احتمالی و پرسشنامۀ آنلاین بود. نمونه‌گیری غیر احتمالی، رایج‌ترین نوع مورداستفاده در پیمایش‌های اینترنتی است (کوپر[22]، 2000). در این نوع پیمایش‌ها، هیچ تلاشی برای شناسایی چهارچوب نمونه‌گیری با انتخاب تصادفی نمونه صورت نمی‌گیرد. این شیوه اغلب در مواقعی استفاده می‌شود که شناسایی جامعۀ پژوهش یا تماس با یک نمونۀ احتمالی از جامعه مشکل است. ناتان[23] (2003) نیز اذعان داشته که بیشتر پیمایش‌های اینترنتی مبتنی بر نمونه‌گیری غیر احتمالی و خودگزینشی است. پرسش‌نامه‌ها از طریق شبکۀ آموزش دانش‌آموزی (شاد)، به اشتراک گذاشته شد. از دیگر روش‌های گردآوری داده‌ها، به اجرای پرسش‌نامه‌ها از طریق واتساپ[24] در گروه‌های واتساپی اشاره می‌شود که دانش‌آموزان در ایام آموزش مجازی به‌عنوان مکمل شبکۀ آموزش دانش‌آموزی (شاد) برای هر درس تشکیل داده‌ بودند و همچنین تقاضای همکاری از دوستان و همکاران پژوهشگران که به دانش‌آموزان دختر تیزهوش تدریس کرده‌اند. پس از پالایش اولیۀ داده‌ها و حذف نمونه‌های مخدوش و ناقص شامل داده‌های مفقودی، درنهایت 150 نفر تجزیه‌وتحلیل شد. ملاک‌های ورود به مطالعه شامل تحصیل در مدارس تیزهوش، جنسیت دختر و تمایل‌داشتن برای مشارکت در پژوهش و ملاک‌های خروج از مطالعۀ تکمیل پرسش‌نامه‌ها به‌صورت ناقص یا نامعتبر بود.

در پژوهش حاضر، از سه پرسش‌نامه استفاده شده که توضیحاتی دربارۀ هرکدام داده می‌شود:

پرسش‌نامۀ احساس تنهایی دانشگاه کالیفرنیا (UCLA)[25]: آزمون احساس تنهایی دانشگاه کالیفرنیا برای بررسی میزان احساس تنهایی از سوی راسل[26] و همکاران (1978) ساخته شد. این مقیاس 20 گویه‌ای، تجارب افراد تنها را توصیف می‌کند. این آزمون برحسب مقیاس لیکرت چهار درجه‌ای (1= هرگز تا 4= اغلب) نمره‌گذاری شده و بیشترین نمرۀ حاصل از این مقیاس 80 و کمترین نمره 20 است. نمرۀ بیشتر نشان‌دهندۀ شدت بیشتر احساس تنهایی است؛ همچنین این پرسش‌نامه 11 عبارت مثبت (احساس می‌کنم با اطرافیانم سازگار هستم؛ خود را جزئی از گروه دوستان احساس می‌کنم) و 9 عبارت منفی (احساس می‌کنم رفیق و همدمی ندارم؛ احساس می‌کنم با افراد اطرافم علائق و افکار  مشترکی ندارم) داد. مواد شمارۀ 1، 5، 6، 9، 10، 15، 16، 19، و 20 به‌طور معکوس نمره‌گذاری می‌شود (نوروزی و همکاران، 1395). این مقیاس در سراسر دنیا همواره پایایی بالایی را ازنظر ضریب همسانی درونی با آلفایی در دامنۀ 89/0 تا 94/0 نشان داده است. برای مثال، هانیون[27] (2007؛ به نقل از روحانی و علیزاده فرد، 1391) ضریب آلفای کرونباخ 88/0 و ضریب 89/0 را برای آن گزارش کرده است؛ همچنین در پژوهش حاضر، ضریب آلفای کرونباخ برای کل مقیاس پرسش‌نامۀ احساس تنهایی 97/0 به دست آمد که نتایج حاکی از پایایی مناسب ابزار پژوهش است.

چارچوب اجتماع اکتشافی (CIF)[28]: این پرسش‌نامه از سوی آرباق[29] و همکاران (2008) طراحی شده و شامل 34 سؤال در طیف لیکرت با 5 گزینۀ (به‌طور کامل موافقم، موافقم، نظری ندارم، مخالفم و به‌طور کامل مخالفم) است که سه مؤلفۀ حضور آموزشی (معلم، مباحث و موضوعات مهم درسی را به‌طور واضحی بیان می‌کند)، حضور اجتماعی (ارتباط آنلاینی یا مبتنی بر وب یک رسانۀ بی‌نظیر به‌منظور تعامل اجتماعی است) و حضور شناختی (بحث‌های آنلاین ابزار ارزشمندی در کمک به من برای درک دیدگاه‌های متفاوت سایرین بود) را ارزیابی می‌کند.‌آرباق و همکاران (2008) پایایی این مؤلفه‌ها را به‌ترتیب 94/0، 91/0 و 95/0 و پایایی کل ابزار را 94/0 گزارش کرده‌اند. تقی‌زاده و همکاران (1397) پژوهشی با هدف بررسی ساختار عاملی، روایی و پایایی ابزار پیمایش چارچوب اجتماع کاوشگر انجام دادند. جامعۀ آماری این پژوهش، کلیۀ دانشجویان ثبت‌نام‌کرده در دوره‌های آموزش الکترونیکی شهر تهران بودند که در سال تحصیلی 1397-1396 به تحصیل اشتغال داشتند. حجم نمونه‌ایی به تعداد 307 دانشجو در مقطع کارشناسی ارشد به روش نمونه‌گیری تصادفی خوشه‌ای انتخاب شد و به ابزار پیمایش چارچوب اجتماع کاوشگر آرباق و همکاران (2008) پاسخ دادند که از آن میان 271 پرسش‌نامه تحلیل‌شدنی بود. نتایج تحلیل عاملی کاوشگر با روش مؤلفه‌های اصلی علاوه بر عامل کلی حضور، سه عامل حضور شناختی، اجتماعی و آموزشی را برای ابزار پیمایش چارچوب اجتماع کاوشگر تأیید. برای بررسی پایایی ابزار، از ضریب آلفای کرونباخ و برای تعیین روایی عاملی آن، از روش تحلیل عاملی تأییدی استفاده شد. نتایج نشان‌دهندۀ آن بود که ابزار، همسانی درونی مطلوبی دارد و ضرایب آلفای کرونباخ در زیر مقیاس‌های آن بین 90/0 تا 96/0 است. شایان ذکر است که سؤال‌های 8 و 14 به دلیل داشتن بار عاملی نزدیک به هم بر روی دو عامل حذف شدند و درنهایت 32 سؤال برای انجام تحلیل عاملی تأییدی آماده شد. نتایج تحلیل عاملی تأییدی نشان‌دهندۀ آن بود که ساختار پرسش‌نامه برازش مقبولی با داده‌ها دارد. کلیۀ شاخص‌های نیکویی برازش، مدل را تأیید می‌کند؛ درنتیجه گفته می‌شود که نسخۀ ترجمه‌شدۀ ابزار پیمایش چارچوب اجتماع کاوشگر برای استفاده در پژوهش‌های مربوط به محیط‌های یادگیری مبتنی بر وب، مقیاس مقبولی بین فراگیران ایرانی است؛ همچنین در پژوهش حاضر ضریب آلفای کرونباخ برای کل مقیاس پرسش‌نامۀ چارچوب اجتماع اکتشافی 97/0 و برای خرده مؤلفه‌های حضور آموزشی، اجتماعی و شناختی به‌ترتیب 96/0، 88/0 و 93/0 به دست آمد که نتایج حاکی از پایایی مناسب ابزار پژوهش است.

مقیاس چندبعدی رضایت از زندگی دانش‌آموزان (MSLSS)[30]: مقیاس چندبعدی رضایت از زندگی دانش‌آموزان در سال 1994 از سوی هیوبنر[31] ساخته شد. مقیاس چندبعدی رضایت از زندگی دانش‌آموزان یک ابزار خودگزارشی 40 عبارتی است که آزمودنی باید در یک مقیاس 5 درجه‌ای میزان موافقت یا مخالفت خود را با هریک از عبارات آن مشخص کند. مقیاس مذکور، رضایت آزمودنی را در حیطه‌های مختلف زندگی می‌سنجد و 5 زیر مؤلفۀ خانواده (7 عبارت)، دوستان (9 عبارت)، مدرسه (8 عبارت)، محیط زندگی (9 عبارت) و خود (7 عبارت) دارد و میزان کلی رضایت از زندگی نیز به دست می‌آید. ضریب پایایی مقیاس چندبعدی رضایت از زندگی دانش‌آموزان در چند پژوهش بین 70/0 تا 90/0 گزارش شده است؛ همچنین پایایی بازآزمایی مقیاس نیز در یک فاصلۀ 2 و 4 هفته‌ای بین 70/0 تا 90/0 بوده است (هیوبنر، 2004). زکی (1386) پایایی این آزمون را در جمعیت ایرانی 86/0 به دست آورد. در تحلیل عاملی نیز 5 عامل اصلی پرسش‌نامه تأیید شد. در این پژوهش فقط از خرده مؤلفۀ رضایت مدرسه (همیشه منتظر هستم تا به مدرسه بروم؛ چون مدرسه را دوست دارم؛ دوست دارم بیشتر در مدرسه بمانم؛ در مدرسه چیزهای زیادی یاد می‌گیرم) استفاده شد که نتایج آلفای کرونباخ برای آن 90/0 به دست آمد.

 

روش تجزیه‌وتحلیل داده‌ها

در این پژوهش برای تحلیل آماری داده‌ها، از شاخص‌ها و روش‌های تحلیل توصیفی- استنباطی استفاده شده است. برای به ‌دست آوردن شاخص‌های توصیفی و بررسی همبستگی دوبه‌دوی متغیرهای پژوهش از روش همبستگی پیرسون با نرم‌افزار بستۀ آماری برای علوم اجتماعی[32] 22-SPSS و برای بررسی برازندگی مدل از روش تحلیل مسیر با نرم‌افزار آموس[33] 24-AMOS استفاده شده است؛ همچنین برای بررسی روابط غیرمستقیم مسیرها از روش بوت استرپ[34] استفاده شد.

 

یافته‌ها

متغیرهای موجود در این پژوهش مشتمل بر رضایت تحصیلی به‌عنوان متغیرهای درون‌زاد، احساس تنهایی به‌عنوان متغیر واسطه‌ای و حضور آموزشی، اجتماعی و شناختی به‌عنوان متغیر برون‌زاد پژوهش بود. دانش‌آموزان مدنظر در این پژوهش، در دورۀ دوم دبیرستان مشغول به تحصیل هستند. بررسی نتایج توصیفی پژوهش نشان‌دهندۀ آن است که ازنظر پایۀ تحصیلی، 44 درصد دانش‌آموز پایۀ اول، 3/37 درصد دانش‌آموز پایۀ دوم و 7/18 درصد پایۀ سوم هستند که بیشترین افراد نمونۀ آماری را دانش‌آموزان با پایۀ تحصیلی اول متوسطه تشکیل می‌دهند. برای آزمون مدل فرضی، چند مفروضۀ اصلی تحلیل مسیر شامل داده‌های مفقودی، نرمال‌بودن و هم‌خطی چندگانه بررسی شد. پیش‌فرض‌های تحلیل مسیر نشان‌دهندۀ آن بود که سطح معناداری آمارۀ آزمون کولموگروف- اسمیرنوف برای تمامی متغیرها بزرگ‌تر از 05/0 است؛ بنابراین داده‌ها تابع توزیع نرمال است. هیچ‌یک از متغیرهای برون‌زا هم‌بستگی بیشتر از 8/0 نداشت و شاخص تحمل برای تمام متغیرهای پیش‌بین کوچک‌تر از 59/0 و شاخص تورم واریانس کوچک‌تر از 09/2 به دست آمد؛ بنابراین مفروضه‌های تحلیل مسیر برقرار است؛ از این رو، از تحلیل مسیر برای آزمون مدل پژوهش استفاده شد.

مدل پیشنهادی اولیه یک مدل اشباع‌شده بود. این مدل‌ها به دلیل درجۀ آزادی صفر دارای مقدار کای اسکوئر صفر بوده و به‌طور غیرواقعی برازش کامل با داده‌ها دارد. به‌منظور دستیابی به شاخص‌های برازش باید با حذف ضرایب غیرمعنادار یک مدل اصلاح‌شده با درجۀ آزادی مثبت تدوین شود.

مدل اصلاح‌شدۀ نهایی در حالت ضرایب استاندارد، در شکل (2) نشان داده شده است.

 

شکل2: مدل اصلاح‌شدۀ نهایی تأثیر حضور آموزشی، اجتماعی و شناختی بر رضایت تحصیلی با میانجی‌گری احساس تنهایی

 

طبق مشخصه‌های برازندگی جدول (1)، برازش مدل رد نشد. به‌منظور مناسب‌شدن برازش مدل، مسیرهای معنادارنشده حذف شدند.

 

جدول 1: شاخص‌های برازندگی مدل‌های پیشنهادی و اصلاح شده

شاخص‌

χ 2

df

P

χ2/df

RMSEA

GFI

AGFI

CFI

NFI

IFI

TLI

مدل پیشنهادی

0

0

-

-

49/0

1

-

1

1

1

-

مدل اصلاح‌شده

36/0

1

55/0

36/0

001/0

1

98/0

1

1

1

1

مقدار مطلوب

-

-

05/0<

3>

08/0>

< 90/0

< 90/0

< 90/0

< 90/0

< 90/0

< 90/0

 

به‌منظور بررسی فرضیه‌های مربوط به روابط مستقیم متغیرهای حضور آموزشی، اجتماعی، شناختی و احساس تنهایی با رضایت تحصیلی دانش‌آموزان، ضرایب اثر مستقیم همراه با سطح معنا‌دار آنها در جدول (2) آمده است.

 

 

جدول2: برآوردهای مربوط به تأثیرات مستقیم متغیرهای مستقل بر وابسته

متغیر مستقل

مسیر

متغیر وابسته

ضریب تعیین

نسبت بحرانی

سطح معنی‌داری

نتیجۀ فرضیه

حضور آموزشی

ß

رضایت تحصیلی

40/0

33/3

001/0

تأیید

حضور اجتماعی

ß

83/2

004/0

تأیید

حضور شناختی

ß

81/2

005/0

تأیید

احساس تنهایی

ß

14/4-

001/0

تأیید

حضور اجتماعی

ß

احساس تنهایی

26/0

94/2-

003/0

تأیید

حضور شناختی

ß

36/2-

018/0

تأیید

 

طبق جدول (1)، فرضیۀ 1 تأثیر مستقیم حضور آموزشی بر رضایت تحصیلی معنا‌دار (01/0>P، 33/0= β)، فرضیۀ 2 تأثیر مستقیم حضور اجتماعی بر رضایت تحصیلی معنا‌دار (01/0>P، 28/0= β) و فرضیۀ 3 تأثیر مستقیم حضور شناختی بر رضایت تحصیلی معنا‌دار (01/0>P، 33/0= β) و تأیید می‌شود. فرضیۀ 4، احساس تنهایی بر رضایت تحصیلی نیز تأیید می‌شود (01/0>P، 31/0-= β). فرضیۀ 5 تأثیر مستقیم حضور اجتماعی بر احساس تنهایی معنادار (01/0>P، 30/0-= β) و فرضیۀ 6 تأثیر مستقیم حضور شناختی بر احساس تنهایی معنادار است (05/0>P، 24/0-= β) و تأیید می‌شود.

جدول (3) نشان‌دهندۀ نتایج حاصل از روش بوت استراپ برای روابط واسطه‌ای است.

 

جدول 3: ضریب مسیر غیرمستقیم مدل نهایی رضایت تحصیلی با استفاده از روش بوت‌استراپ

مسیر

β

سطح معنا‌داری

متغیر پیش‌بین

متغیر واسطه‌ای

متغیر ملاک

حضور اجتماعی

احساس تنهایی

 

رضایت تحصیل

 

09/0

02/0

حضور شناختی

07/0

049/0

 

نتایج غیرمستقیم مدل پژوهش نشان‌دهندۀ آن بود که حضور اجتماعی از طریق میانجی‌گری احساس تنهایی اثر غیرمستقیم بر رضایت تحصیلی دارد (05/0>P)؛ همچنین حضور شناختی از طریق میانجی‌گری احساس تنهایی اثر غیرمستقیم بر رضایت تحصیلی دارد (05/0>P).

 

بحث و نتیجه‌گیری

 سه عنصر اساسی حضور (آموزشی، اجتماعی و شناختی) و همپوشانی آنها چارچوبی را برای فهم پویایی‌های تجارب یادگیری مبتنی بر وب فراهم می‌کند. طبق یافتۀ یانگ و همکاران (2016) و تقی‌زاده و همکاران (1397) از طریق رشد عنصر حضور، احتمال بیشتری می‌رود که مربیان و فراگیران، درگیر فرایند یادگیری و ایجاد دانش معنادار شوند. حضور مدرسان و فراگیران برای پیشگیری از احساس انزوا و خلق یک محیط یادگیری آنلاینِ ثمربخش ضروری‌ است که رضایت تحصیلی را به‌دنبال دارد. بر این اساس، هدف پژوهش حاضر، نقش واسطه‌ای احساس تنهایی در رابطۀ بین حضور آموزشی، اجتماعی و شناختی با رضایت تحصیلی دانش‌آموزان  دختر تیزهوش در زمان آموزش الکترونیکی است. نتایج نشان‌دهندۀ آن بود که حضور آموزشی، شناختی و اجتماعی اثر مثبت و معنا‌دار بر رضایت تحصیلی دارد. این یافته با نتایج پژوهش‌های (روح، 2015؛ لیم و ریچاردسون، 2021؛ خزائی و عارفی، 1399) هماهنگ است. آموزش در محیط‌های یادگیری الکترونیکی در مقایسه با محیط‌های چهره به چهره، محیطی متفاوت و جدید است. نبودِ حضور فیزیکی، شناختی و اجتماعی معلم و فراگیران در محیط‌های یادگیری الکترونیکی، مشکلی اساسی در چنین دوره‌هایی است؛ زیرا اثرهای نامطلوبی بر رضایت و عملکرد تحصیلی فراگیران دارد. بر این اساس، طبیعی است که حضور آموزشی (طراحی و تسهیل مطالب درسی)، حضور شناختی (معنایابی از طریق ارتباط مداوم) و حضور اجتماعی (برقراری ارتباط هدفمند اجتماعی) در محیط یادگیری آنلاین، رضایت تحصیلی دانش‌آموزان را به‎دنبال دارد.

نتایج نشان‌دهندۀ آن بود که حضور اجتماعی از طریق میانجی‌گری احساس تنهایی، اثر غیرمستقیم بر رضایت تحصیلی دارد. این یافته هماهنگ با نتایج پژوهش‌های هیتزیگ و همکاران (2021) و مارتیلا و همکاران (2021) است. حضور اجتماعی یکی از سه عنصر متقابل در اجتماع اکتشافی‌ است که یادگیری عمیق و معنادار را ارتقا می‌دهد. این نکته بر کسی پوشیده نیست که محیط‌های آموزشی چهره به چهره حس اجتماعی ایجاد می‌کنند؛ زیرا در محیط‌های چهره به چهره همه با هم در تعامل مستقیم هستند و مداوم تأثیر و تأثر اتفاق می‌افتد؛ ولی در محیط‌های آنلاین، دیگران به‌عنوان «افراد مجازی» و نه واقعی معرفی می‌شوند. گریسون و آرباق (2007)، حضور اجتماعی را توانایی یادگیرندگان برای ارائۀ خود به‌عنوان افراد واقعی در مقابل سایر فراگیران کلاس تعریف کردند. این عملکرد به‌عنوان یک پشتیبان از حضور شناختی عمل می‌کند؛ زیرا همان‌طور که به‌طور غیرمستقیم توسعۀ «پرسش‌گری انتقادی» به‌عنوان مؤلفۀ اصلی در حضور شناختی، یادگیری را تسهیل می‌کند، از آنها پشتیبانی می‌کند تا با یکدیگر تعامل کنند. این امر باعث کاهش احساس تنهایی در دانش‌آموزان می‌شود و احساس تنهایی به‌عنوان نقطۀ مقابل حضور اجتماعی، رضایت تحصیلی دانش‌آموزان را تحت‌تأثیر قرار می‌دهد.

 یافتۀ دیگر پژوهش نشان‌دهندۀ آن بود که حضور شناختی از طریق میانجی‌گری احساس تنهایی، اثر غیرمستقیم بر رضایت تحصیلی دارد. این یافته، هماهنگ با نتایج پژوهش‌های هیتزیگ و همکاران (2021) و مارتیلا و همکاران (2021) است؛ همان‌گونه که پیش‌تر گفته شد، حضور شناختی در ارتباط مستقیم با تفکر نقادانه است. جایی که در آن یادگیرنده باید دانش ارائه‌شده به آنها را به دست آورد و آن را به اطلاعاتی منتقل کند که معنادار است و در عین حال دانش جدیدی نیز ایجاد کند. حضور شناختی، یک عنصر اساسی برای موفقیت تحصیلی و به‌شدت به چگونگی رخ‌دادن جریان ارتباطات در این دوره وابسته است. براساس ارتباط متقابل حضور شناختی و اجتماعی با هم گفته می‌شود که عامل احساس تنهایی به‌عنوان متغیر میانجی –همان‌گونه که در حضور اجتماعی هم این مورد مطرح بوده است- تعدیل‌کنندۀ ارتباط حضور شناختی و رضایت تحصیلی است.

آخرین یافتۀ پژوهش نشان‌دهندۀ آن بود که حضور آموزشی از طریق میانجی‌گری احساس تنهایی اثر غیرمستقیم بر رضایت تحصیلی ندارد. این یافته، مخالف با نتایج پژوهش‌های هیتزیگ و همکاران (2021) و مارتیلا و همکاران (2021) است. نخستین مؤلفۀ حضور آموزشی که نقش مهمی در آن دارد، طراحی و سازمان‌دهی دوره است و دومین مؤلفۀ آن تسهیل‌گرایی است که شامل نظارت بر تعاملات یادگیرنده، هدایت مجدد یا ارائۀ بازخورد و فرایند آموزش مستقیم است. علت تأییدنشدن این فرضیه به‌احتمال، نبودِ دخالت مستقیم حضور آموزشی بر تعاملات یادگیرندگان -که در ارتباط با احساس تنهایی آنها بوده است- دانسته می‌شود؛ زیرا دربارۀ دو مؤلفۀ حضور شناختی و اجتماعی به‌خاطر ارتباط مستقیم با تعاملات یادگیرندگان نقش احساس تنهایی در تعدیل احساس رضایت به‌خوبی مشهود بود؛ ولی در مؤلفۀ حضور آموزشی این نقش دیده نمی‌شود؛ زیرا حضور آموزشی فقط با آموزش و تدریس معلم سروکار دارد؛ عاملی که ارتباطی با احساس تنهایی پیدا نمی‌کند.

 در پایان از آنجا که پژوهش حاضر فقط روی دانش‌آموزان دختر تیزهوش دورۀ دوم دبیرستان انجام شده است، نتایج آن دربارۀ دانش‌آموزان پسر و دانش‌آموزان سایر دوره‌ها و مدارس صدق نمی‌کند. پیشنهاد می‌شود که در پژوهش‌های بعدی، گروه نمونه از میان دانش‌آموزان تیزهوش دختر و پسر از سایر دوره‌های تحصیلی انتخاب شود تا امکان بررسی سیر تحولی این متغیرهای روان‌شناختی (احساس تنهایی) و مقایسۀ آن در دوره‌های متفاوت تحصیلی و بین دو جنس فراهم شود. مختص‌بودن نمونه به شهر خرم‌آباد که تعمیم یافته‌ها را به سایر شهرها با محدودیت مواجه می‌‌کند. پیشنهاد می‌شود که در این راستا، پژوهش‌های دیگری در شهرهای مختلف انجام شود. علاوه بر این، دشواری در جمع‌آوری داده‌ها با توجه به همه‌گیری و شیوع کرونا ویروس، روش نمونه‌گیری آنلاین و نبودِ بهره‌وری از دیگر روش‌های نمونه‌گیری و گردآوری داده مانند روش‌های نمونه‌گیری تصادفی و روش مصاحبه از محدودیت‌های دیگر این پژوهش بود؛ زیرا با استفاده از روش تحقیق کیفی در کنار روش تحقیق کمی، یافته‎های عمیق در حوزۀ رضایت تحصیلی به دست می‌آید و همچنین بهره‌گیری از روش‌های نمونه‌گیری تصادفی باعث تعمیم‌پذیری نتایج خواهد شد. علاوه بر این، پیشنهاد می‌شود در کارهای بعدی از متغیرهای بیشتری در پیش‌بینی‌کنندگی مؤلفۀ رضایت تحصیلی استفاده کرد؛ بنابراین در یک نتیجه کلی گفته می‌شود که مشاوران حاضر در مدارس به‌صورت مجازی البته بیشتر با تأکید بر شکل حضوری (با رعایت پروتکل‌های بهداشتی و حافظ فاصله) با استفاده از سخنرانی‌ها، تشکیل کارگاه‌ها و ارسال کلیپ‌ها و پیام‌های مبتنی بر پیامدهای منفی احساس تنهایی، نقش مؤثری در حضور آموزشی، شناختی و اجتماعی دانش‎آموزان در کلاس درس دارند و زمینه‌های رضایت تحصیلی را افزایش می‌دهند.      

 

[1]. online learning

[2]. Lim & Richardson

[3]. community of inquiry

[4]. social

[5]. Garrison & Arbaugh

[6]. community of inquiry framework

[7]. Yang

[8]. Roh

[9]. loneliness

[10]. dissatisfaction

[11]. Koh & Liew

[12]. Lin & Chiao

[13]. Pitman

[14]. Thomas

[15]. social medias

[16]. Lu

[17]. Shahini

[18]. Hitzig

[19]. Marttila

[20]. Schreiber

[21]. Kline

[22]. Couper

[23]. Nathan

[24]. WhatsApp

[25]. university of California Los Angeles loneliness scale

[26]. Russell

[27]. Hanyun

[28]. community of inquiry framework

[29]. Arbaugh

[30]. the multidimensional students' life satisfaction scale

[31]. Huebner

[32]. statistics package for the social sciences

[33]. analysis of moment structures

[34]. bootstrap

References

تقی‌زاده، عباس و همکاران (1397). روا‌سازی و اعتباریابی نسخه فارسی ابزار پیمایش چارچوب کاوشگر در محیط‌های یادگیری مبتنی بر وب. اندازه‌گیری تربیتی، 8 (31)، 63-47.
خزائی، ثریا و عارفی، محبوبه (1399). بررسی سطح حضور آموزشی، اجتماعی و شناختی در دوره‌های مبتنی بر وب (مطالعۀ موردی: دانشگاه شهید بهشتی). رویکردهای نوین آموزشی دانشگاه اصفهان، 32، 15 (2)، 178-161.
روحانی، ریحانه و علیزاده‌فرد، سوسن (1391). رابطۀ احساس تنهایی و کاربری وبلاگ در دانشجویان و غیردانشجویان. مجلۀ پژوهش‌های روان‌شناسی اجتماعی، 2 (5)، 25-12.
زکی، محمدعلی (1386). اعتباریابی مقیاس چندبعدی رضایت از زندگی دانش‌آموزان. مجلۀ روان‌پزشکی و روان‌شناسی بالینی ایران، 13 (1)، 57-45.
سلیمی، عظیمه و همکاران (1388). ارتباطات اینترنتی در زندگی: بررسی نقش ادراک حمایت اجتماعی و احساس تنهایی در استفاده از اینترنت. مطالعات روانشناختی دانشگاه الزهرا، 20، 5(3)، 102-81.
فارسی، زهرا و همکاران (1400). بررسی رضایتمندی از کیفیت دورۀ تحصیلی و آموزش مجازی طی پاندمی کووید – 19 در دانشجویان پرستاری دانشگاه علوم پزشکی آجا در نیمسال دوم 99- 1398. مجلۀ طب نظامی، 23(2)، 185-174.
مسعودنیا، ابراهیم (1398). تأثیر وابستگی به فضای سایبر بر انزوای اجتماعی دانش‌آموزان دبیرستانی. مسائل اجتماعی ایران، 10(2)، 322-299.
نوروزی پرشکوه، نسترن و همکاران (1395). احساس تنهایی و نوآسیب‌های اجتماعی در دانش‌آموزان دبیرستانی. فصلنامۀ پرستاری و مامایی جامع‌نگر، 26 (82)، 108-99.
یعقوبی، حسن و مردانی، لطیفه (1397). نقش واسطه‌ای احساس تنهایی در رابطۀ بین ابعاد نابهنجار شخصیت با اعتیاد به اینترنت در کاربران شبکه‌های اجتماعی. مجلۀ پژوهش سلامت، 3(3)، 186-177.
Arbaugh, J. B., Cleveland-Innes, M., Diaz, S. R., Garrison, D. R., Ice, P., Richardson, J. C., & Swan, K. P. (2008). Developing a community of inquiry instrument: Testing a measure of the community of inquiry framework using a multi-institutional sample. The Internet and Higher Education, 11(3-4), 133-136.
Couper, M. P. (2000). Web surveys: A review of issues and approaches. The Public Opinion Quarterly, 64(4), 464-494.
Garrison, D. R., & Arbaugh, J. B. (2007). Researching the community of inquiry framework: Review, issues, and future directions. The Internet and Higher Education, 10(3), 157-172.
Hitzig, S. L., Cimino, S. R., Alavinia, M., Bassett-Gunter, R. L., Craven, B. C., & Guilcher, S. J. (2021). Examination of the relationships among social networks and loneliness on health and life satisfaction in people with spinal cord injury/dysfunction. Archives of Physical Medicine and Rehabilitation, 102(11), 2109-2116. e2101.
Huebner, E. S. (2004). Research on assessment of life satisfaction of children and adolescents. Social Indicators Research, 66(1), 3-33.
Kline, R. B. (2015). Principles and practice of structural equation modeling: Guilford publications.
Koh, J. X., & Liew, T. M. (2020). How loneliness is talked about in social media during COVID-19 pandemic: Text mining of 4,492 Twitter feeds. Journal of Psychiatric Research, 145, 317-324.
Lim, J., & Richardson, J. C. (2021). Predictive effects of undergraduate students’ perceptions of social, cognitive, and teaching presence on affective learning outcomes according to disciplines. Computers & Education, 161, 104063.
Lin, W.-H., & Chiao, C. (2020). Adverse adolescence experiences, feeling lonely across life stages and loneliness in adulthood. International Journal of Clinical and Health Psychology, 20(3), 243-252.
Lu, C., Liang, L., Chen, W., & Bian, Y. (2021). A Way to Improve Adolescents’ Life Satisfaction: School Altruistic Group Games. Frontiers in Psychology, 12, 518.
Marttila, E., Koivula, A., & Räsänen, P. (2021). Does excessive social media use decrease subjective well-being? A longitudinal analysis of the relationship between problematic use, loneliness and life satisfaction. Telematics and Informatics, 59, 101556.
Nathan, G. (2003). Methodologies for internet surveys and other telesurveys. Paper presented at the Proceedings of Exchange of Technology and Know-how and the Fourth New Techniques and Technologies for Statistics (NTTS) Seminar.
Pitman, A., Mann, F., & Johnson, S. (2018). Advancing our understanding of loneliness and mental health problems in young people. The lancet Psychiatry, 5(12), 955-956.
Roh, S.-Z. (2015). Structural relationships of adult e-learners' teaching presence, self-efficacy toward e-learning, and learning satisfaction: Focused on the mediating effect of learning presence and learning flow. International Information Institute (Tokyo). Information, 18(6 (B)), 2759.
Russell, D, Peplau, L. A. & Ferguson, M. L. (1978). Developing a measurw of loneliness. Journal of Personality Assessment, 42, 290-294.
 Schreiber, J. B., Nora, A., Stage, F. K., Barlow, E. A., & King, J. (2006). Reporting structural equation modeling and confirmatory factor analysis results: A review. The Journal of Educational Research, 99(6), 323-338.
Shahini, N., Shahini, I., & Asayesh, H. (2011). P03-584-A study gauging perceived social support and loneliness with life satisfaction among students of Golestan University of medical sciences. European Psychiatry, 26, 1754.
Thomas, L., Orme, E., & Kerrigan, F. (2020). Student loneliness: The role of social media through life transitions. Computers & Education, 146, 103754.
Yang, J. C., Quadir, B., Chen, N.-S., & Miao, Q. (2016). Effects of online presence on learning performance in a blog-based online course. The Internet and Higher Education, 30, 11-20.
 
 
 

Files

Share

How to cite

Statistics