جلد 20، شماره 9 - ( 9-1400 )                   جلد 20 شماره 9 صفحات 988-973 | برگشت به فهرست نسخه ها


XML English Abstract Print


Download citation:
BibTeX | RIS | EndNote | Medlars | ProCite | Reference Manager | RefWorks
Send citation to:

Taghavi H, Ebadi M, Kazemi S. Designing and Testing a Causal Model of Academic Adjustment Based on Behavioral Emotion Regulation with the Mediating Role of Mindfulness in Orphan and Poorly Supervised Students: A Descriptive Study. JRUMS. 2021; 20 (9) :973-988
URL: http://journal.rums.ac.ir/article-1-6050-fa.html
تقوی حسین، عبادی متینه، کاظمی سلیم. طراحی و آزمون مدل علی سازگاری تحصیلی براساس تنظیم رفتاری هیجان با نقش میانجی ذهن آگاهی در دانش‌آموزان بی‌سرپرست و بدسرپرست: یک مطالعه توصیفی. مجله دانشگاه علوم پزشکی رفسنجان. 1400; 20 (9) :988-973

URL: http://journal.rums.ac.ir/article-1-6050-fa.html


دانشگاه محقق اردبیلی
متن کامل [PDF 563 kb]   (262 دریافت)     |   چکیده (HTML)  (362 مشاهده)
متن کامل:   (347 مشاهده)
مقاله پژوهشی
مجله دانشگاه علوم پزشکی رفسنجان
دوره 20، آذر 1400، 988-973
 
طراحی و آزمون مدل علی سازگاری تحصیلی براساس تنظیم رفتاری هیجان با نقش میانجی ذهن آگاهی در دانش­آموزان بی­سرپرست و بدسرپرست:
یک مطالعه توصیفی
 
 
حسین تقوی[1]، متینه عبادی[2]، سلیم کاظمی[3]
 
 
دریافت مقاله: 25/03/1400 ارسال مقاله به نویسنده جهت اصلاح: 28/04/1400 دریافت اصلاحیه از نویسنده: 24/06/1400 پذیرش مقاله: 27/06/1400
 

چکیده
زمینه و هدف: مشکلات تحصیلی، اجتماعی و روان­شناختی دانش­آموزان بی­سرپرست و بدسرپرست، نیاز به­توجه ویژه دارد. بنابراین پژوهش حاضر با هدف طراحی و آزمون مدل علی سازگاری تحصیلی بر اساس تنظیم رفتاری هیجانی با نقش میانجی ذهن آگاهی در دانش­آموزان بی­سرپرست و بدسرپرست انجام ­شد.
مواد و روش­ها: روش پژوهش حاضر توصیفی بود. جامعه آماری این پژوهش را کلیه دانش­آموزان بی­سرپرست و بدسرپرست استان اردبیل در سال تحصیلی 1400-1399 تشکیل دادند که تعداد 210 نفر از آن‌ها به روش نمونه­گیری در دسترس انتخاب و در این پژوهش شرکت کردند. جهت جمع‌آوری داده­ها از سه پرسش‌نامه استاندارد شده سازگاری تحصیلی Sinha و Sing، تنظیم رفتاری هیجان Kraaij و Garnefski و ذهن آگاهی Brown و Ryan استفاده شد. داده­های جمع­آوری شده با استفاده از تحلیل همبستگی Pearson و مدل­سازی معادلات ساختاری تجزیه و تحلیل شد.
یافته­ها: نتایج به­دست آمده نشان ­داد که تنظیم رفتاری هیجان (163/0=β) و ذهن آگاهی (678/0=β) اثر مستقیم و مثبت بر سازگاری تحصیلی دارند (001/0>P). هم‌چنین نتایج مربوط به شاخص­های برازش مدل نیز نشان داد که ذهن آگاهی می­تواند میانجی روابط بین تنظیم رفتاری هیجان با سازگاری تحصیلی باشد.
نتیجه­گیری: به­طور کلی، میانجی­گری ذهن آگاهی را در رابطه بین تنظیم رفتاری هیجان و سازگاری تحصیلی دانش­آموزان بی­سرپرست و بدسرپرست می­توان تأیید کرد. با توجه به معنادار شدن مدل ارائه شده و تأیید نقش میانجی ذهن آگاهی، به درمانگران و مشاوران حیطه تحصیلی توصیه می­شود در وهله اول متغیر مهم تنظیم رفتاری هیجان را مورد بررسی و سنجش قرار دهند و نقش مهم متغیرهای واسطه­ای را در نظر بگیرند.
واژه­های کلیدی: تنظیم هیجان، ذهن آگاهی، سازگاری، بی­سرپرست، دانش­آموزان
 
 

مقدمه
خانواده و جامعه نقش اساسی در زندگی و رشد افراد دارند و پایه و اساس رشد فرد را بنا می­کنند؛ اما با این حال، به­دلایلی مانند ترک پدر و مادر، از دست دادن والدین، از هم پاشیدگی خانواده و غیره، کودکان بی­سرپرست (Orphan) می­شوند و در مراکز نگه­داری شبانه­روزی زندگی می­کنند [1]. در سراسر جهان، حدود 140 میلیون کودک به­عنوان بی­سرپرست شناخته شده­اند به­طوری که یکی یا هر دو والدین خود را از دست دادهاند [2]. از سوی دیگر افراد بدسرپرست (Poorly supervised)، فرزندانی هستند که سرپرستان آن‌ها به­دلایل مختلف از جمله اعتیاد و یا وارد نمودن آسیب و آزارهای جسمی یا روانی به فرزندان فاقد صلاحیت اجتماعی، اخلاقی و رفتارهای لازم برای نگه­داری فرزند هستند [3].
در مورد کودکان بی­سرپرست، مرگ زود هنگام والدین اغلب دانش­آموزان را در معرض استرس، مشکلات عاطفی و ضربه روانی که با سازگاری کارآمد آن‌ها در محیط مدرسه تداخل دارد، قرار می­دهد. اصطلاح سازگاری بیانگر روندی روانشناختی است که در آن فرد تلاش می­کند تا با استرس و تنش مقابله کند تا بتواند نیازهای خود را برآورده کند و در عین حال برای حفظ هماهنگی با محیط تلاش کند [4]. سازگاری انواع مختلفی دارد که یکی از مهم­ترین آن‌ها سازگاری تحصیلی (Academic adjustment) می­باشد، سازگاری تحصیلی منعکس­ کننده ظرفیت یادگیری دانشآموزان، انگیزه آن‌ها و راهبردهایی که برای دستیابی به اهداف خود به کار خواهند برد، می­باشد [5]. هم‌چنین به توانایی تحمل تکانه‌ها برای دستیابی به اهداف مطلوب اشاره دارد و پیش‌بینی­کننده ضروری موفقیت و پیشرفت تحصیلی افراد است [6]. دانشآموزان بی­سرپرست در مدرسه عملکرد ضعیفی دارند آن‌ها هم‌چنین استرس، مشکلات عاطفی و آسیب روحی و جسمی را تجربه می­کنند. همان­طور که در تحقیقات گذشته نشان داده شده است اکثر کودکان بیسرپرست تحت مراقبت و محافظت انواع خانه­های کودکان بی­سرپرست، در مدرسه ضعیف عمل می­کنند، از عزت نفس پایینی برخوردارند و از نظر روانی به آشفتگی گرایش داشتند [4].
دشواری در تعدیل و تنظیم هیجان به هنگام برانگیختگی، عامل زمینه­ساز مهمی در اختلال­های هیجانی، کاهش بهزیستی و مشکلات ارتباطی است. در تنظیم رفتاری هیجان (Behavioral emotion regulation) برخورد فعالانه به افراد کمک می­کند تا هیجانشان را به شیوه­ای مطلوب تنظیم نموده، کنترل بیش‌تری بر خود داشته باشند و در مورد داشتن حمایت اجتماعی برای آنان اطمینان خاطر بیش‌تری فراهم می­نماید [7]. تحول کودکان بدون والدین یا والدین فاقد صلاحیت اخلاقی سبب می­شود که فرآیندهای هیجانی آن‌ها مانند مدیریت هیجان دچار آسیب شود، به­صورتی که این فرآیند سبب کاهش مهارت این افراد در شناخت هیجانات مثبت و منفی دیگران شده و در نتیجه آن‌ها فرصت گفتمان هیجانی کم‌تری را تجربه خواهند کرد [8]. نتایج پژوهش­ها نیز نشان دادند که آموزش تنظیم هیجان می­تواند مهارت­های اجتماعی-هیجانی، سازگاری و کفایت اجتماعی را افزایش، پرخاشگری را کاهش دهد و بر کیفیت روابط اجتماعی تأثیر بگذارد [9]. پژوهش Kraaij و Garnefski نشان دادند که راهبردهای کناره­گیری و نادیده گرفتن می­توانند علائم افسردگی و اضطراب را در افرادی که با شرایط استرس­زا روبرو بوده­اند، پیش­بینی نماید [10]. پژوهش Kazemi rezaei و همکاران بیانگر ارتباط بین راهبردهای سازگارانه تنظیم هیجان و سازگاری اجتماعی دانشجویان بود [11].
پژوهش­ها حاکی از این است که سطوح پایین ذهن آگاهی (Mindfulness) در نوجوانان با مشکلات مرتبط با سلامت روان، اضطراب، افسردگی و سلامت هیجانی مرتبط بوده است؛ ذهن آگاهی شامل آگاهی مداوم از احساسات فیزیکی، ادراکات، عواطف، افکار و تصورات است و شامل یک آگاهی پذیرا و عاری از پیش­داوری از وقایع جاری زندگی است [12]؛ بر مبنای این دیدگاه، ذهن آگاهی می­تواند از طریق تقویت لحظه به لحظه رفتارهای افراد منجر به کاهش رفتارهای منفی (خصومت، اجبار، کنترل بیش از حد و ارتباط بی­اثر) و افزایش رفتارهای مثبت (گرمی، پذیرش، تشویق) شده و در نهایت موجب کاهش مشکلات رفتاری، هیجانی و روان­شناختی آن‌ها گردد [13]. به­عبارتی نقش ذهن آگاهی در پژوهش­های متعددی به عنوان میانجی بررسی شده است؛ واسطه­­گری ذهن آگاهی در رابطه بین ناگویی هیجانی و آسیب به خود [14] و انعطافپذیری شناختی و باورهای عملکردی غیرمنطقی [15] به­خوبی نشان داده شده است.Mettler  و همکاران نیز در پژوهش خود به این نتیجه رسیدند که ذهن آگاهی با تمامی حوزه­های سازگاری (تحصیلی، اجتماعی و عاطفی) رابطه داشته است [16]. نتایج پژوهش Sakiroglu و همکاران تأیید کردند، وقتی سطوح ذهن آگاهی افزایش می­یابد، میزان سازگاری تحصیلی بالا می­رود [17]. Babaei Nadinluye و همکاران نشان دادند که، بین ذهن آگاهی و فراهیجان و تنظیم هیجانی - شناختی همبستگی مثبت و معناداری وجود دارد [18].
با توجه به این­که بیش‌تر پژوهش­ها در زمینه سازگاری تحصیلی در مورد دانش­آموزان عادی انجام شده است و کم‌تر مطالعه­ای به دانش­آموزان بی­سرپرست و بدسرپرست ساکن در مراکز بهزیستی پرداخته­اند و با توجه به نقش ابعاد سازگاری به­عنوان عامل­های کلیدی در موفقیت، ارتقاء سلامتی و کاهش مشکلات روان­شناختی دانش­آموزان مذکور و از سوی دیگر خلأهای پژوهشی در این زمینه، انجام پژوهش­هایی از این دست و استفاده از نتایج این پژوهش­ها در زمینه شناسایی و پیش­گیری و در صورت لزوم درمان مشکلات دانش­آموزان بیسرپرست و بدسرپرست از ضرورتهای مهم پژوهش میباشد. از این­رو، مسأله اصلی پژوهش حاضر آزمون مدل سازگاری تحصیلی براساس تنظیم رفتاری هیجان با نقش میانجی ذهن آگاهی در دانش­آموزان بی­سرپرست و بد­سرپرست بود که شمای مفهومی آن در شکل 1 آورده شده است.
 
 
 

شکل 1- مدل مفهومی پژوهش
 
 
مواد و روش­ها
پژوهش حاضر از نوع توصیفی است. جامعه  آماری پژوهش را کلیه‏ دانش­آموزان بی­سرپرست و بدسرپرست 13 تا 18 ساله تحت پوشش مراکز بهزیستی استان اردبیل در سال‏ تحصیلی 1399-1400 تشکیل دادند. طبق نظر محققان، حداقل حجم نمونه برای مطالعات مدل‌یابی معادلات ساختاری 200 نفر می­باشد [19]؛ در پژوهش حاضر به­دلیل عدم دسترسی کامل به دانش­آموزان بیسرپرست و بدسرپرست استان اردبیل، 230 نفر بعد از هماهنگی با مراکز بهزیستی به صورت نمونه­گیری دردسترس به صورت اینترنتی و از طریق شبکه­های مجازی در پژوهش شرکت کرده که بعد از بررسی پرسش­نامه­های جمع­آوری شده، تعداد 20 پرسش‌نامه به­دلیل تکمیل ناقص کنار گذاشته شد و در نهایت داده­های 210 پرسش‌نامه مورد تجزیه و تحلیل قرار گرفت. برای جمع‏آوری داده‏ها از پرسش‌نامه استاندارد شده سازگاری تحصیلی Sinha و Sing [20] تنظیم رفتاری هیجان Kraaij و Garnefski [10] و ذهن آگاهی Brown و Ryan [21] استفاده شد.
پرسش‌نامه سازگاری تحصیلی: این پرسش‌نامه توسط Sinha و Sing [20] ساخته شده و هنجاریابی گردیده است و دارای پنجاه و پنج گویه است که به صورت بله (نمره 1) و خیر (نمره 0) پاسخ داده می­شوند و سه خرده مقیاس: سازگاری اجتماعی (سؤالات 1 تا 19)، عاطفی (سؤالات 20 تا 35) و تحصیلی (سؤالات 36 تا 55) را اندازه­گیری می­کند. Sinha و Sing میزان روایی همگرا پرسش‌نامه را 51/0 و میزان پایایی درونی با استفاده از آلفای کرونباخ آن را برای خرده مقیاس­ها و کل آزمون از 90/0 تا 96/0 گزارش نمودند [20]. در پژوهش Zahed و همکاران [22] این ابزار در فرم نهایی روی نمونه 1950 نمونه­ای از دانش­آموزان اجرا شد و اعتبار پرسش‌نامه با استفاده از روش دونیمه کردن و با روش کودر ریچاردسون 20، 96/0 به­دست آمد. حد پایین نمرات صفر، حد متوسط 27 و حد بالا 55 می­باشد. حدود نمرات در خرده مقیاس سازگاری اجتماعی 0 تا 19، عاطفی 0 تا 16 و تحصیلی 0 تا 20 می­باشد. لازم به ذکر است که در این پژوهش فقط 20 سؤال مرتبط با سازگاری تحصیلی (به دلیل این­که فقط سازگاری تحصیلی در این پژوهش بررسی شده است، سؤالات مربوط به سازگاری عاطفی و اجتماعی جدا شدند) مورد استفاده قرار گرفته است و نمره 11 به بالا در خرده مقیاس سازگاری تحصیلی، نشان­دهنده سازگاری تحصیلی خیلی ضعیف است. در پژوهش حاضر مقدار پایایی پرسش­نامه با استفاده از روش آلفای کرونباخ 81/0 به­دست آمد.
پرسش‌نامه تنظیم رفتاری هیجان: پرسش‌نامه تنظیم رفتاری هیجان یک پرسش‌نامه خود گزارش­دهی است که به وسیله Kraaij و Garnefski  در سال 2019 تدوین شده است. این پرسش‌نامه از پنج زیر مقیاس جستجوی پرت کردن حواس (1، 6، 11 و 16)، کناره­گیری (2، 7، 12 و 17)، برخورد فعال (3، 8، 13 و 18)، حمایت اجتماعی (4، 9، 14 و 19) و نادیده گرفتن (5، 10، 15 و 20) تشکیل شده که هر یک از زیر مقیاس­ها شامل 4 گویه بوده و در کل پرسش‌نامه دارای 20 گویه است که راهبردهای مقابله رفتاری را در پاسخ به رویدادهای ناگوار و استرس­زای زندگی مورد توجه قرار داده­اند. پرسش‌نامه مذکور در طیف لیکرت پنج ­درجه­ای از 1 (هرگز) تا 5 (همیشه) تهیه شده و نمره کل هر یک از خرده مقیاس­ها از طریق جمع کردن نمره گویه­ها به­دست می­آید که دامنه نمره هر یک می­تواند از 4 تا 20 متغیر باشد و نمره بالاتر نشانه تنظیم رفتاری هیجانی بالاتر می­باشد. شیوه اجرای پرسش‌نامه بسیار آسان بوده و قابلیت استفاده برای افراد بالای 12 سال را دارد. ویژگی­های روان­سنجی این پرسش‌نامه در مطالعه  Kraaijو Garnefski با نمونه متشکل از 457 بزرگسال از جمعیت عمومی مورد بررسی قرارگرفته است. در مطالعه آن‌ها پایایی از طریق آلفای کرونباخ برای زیر مقیاس­های تلاش برای پرت کردن حواس، برخورد فعالانه، تلاش برای جلب حمایت اجتماعی، نادیده گرفتن و کناره­گیری به­ترتیب 86/0، 91/0، 91/0، 89/0 و 93/0 به­دست آمد [10]. این پرسش‌نامه در ایران برای اولین­بار در پژوهش Mosleh و همکاران به کار برده شده و ضریب آلفای کرونباخ برای زیر مقیاس­های تلاش برای پرت کردن حواس، کناره­گیری، برخورد فعالانه، جلب حمایت اجتماعی و نادیده گرفتن به­ترتیب 75/0، 84/0، 82/0، 81/0 و 78/0 و برای کل پرسش‌نامه 74/0 برآورد شد. هم‌چنین ضرایب همبستگی نشان­دهنده روایی همگرا و تشخیص مطلوب پرسش‌نامه است [7]. در پژوهش حاضر مقدار پایایی پرسش­نامه با استفاده از روش آلفای کرونباخ 82/0 و به­دست آمد.
پرسش‌نامه ذهن آگاهی (Mindful Attention Awareness Scale): این پرسش‌نامه را Brown و Ryan [21] طراحی کردند که شامل یک آزمون 15سؤالی ذهن آگاهی خصیصه­ای است که به­منظور سنجش سطح آگاهی و توجه نسبت به رویدادها و تجارب جاری زندگی طراحی شده است. سؤال­های آزمون سازه ذهن آگاهی را در مقیاس شش درجه­ای لیکرت از نمره یک برای تقریباً همیشه تا نمره 6 برای تقریباً هرگز، می­سنجد. این مقیاس یک نمره کلی برای ذهن آگاهی به­دست می­دهد که دامنه آن از 15 تا 92 متغیر بوده، به صورتی که نمره بالاتر نشان­دهنده ذهن آگاهی بیش‌تر است. نکته حائز توجه در مورد نمره­گذاری این است که ماده­های این پرسش‌نامه حالت منفی دارند و به صورت معکوس نمرهگذاری می­شوند. سؤال­ها در حوزه­های شناختی، هیجانی، بین­فردی، جسمی و دیگر حوزه­های عمومی قرار دارند. همسانی درونی سؤال­های آزمون بر اساس ضریب آلفای کرونباخ از 80/0 تا 78/0 گزارش شده است [21]. آلفای کرونباخ برای سؤال­های نسخه فارسی این مقیاس در مورد یک نمونه 723 نفری از دانشجویان 81/0 محاسبه شده است [23] در پژوهش حاضر مقدار پایایی پرسش­نامه با استفاده از روش آلفای کرونباخ 91/0 به­دست آمد.
پس از کسب مجوزهای لازم از دانشگاه محقق اردبیلی و دریافت کد اخلاق  (IR.ARUMS.REC.1400.057)از دانشگاه علوم پزشکی اردبیل، به مراکز بهزیستی استان اردبیل (شهرهای اردبیل، مشگین­شهر، پارس­آباد) مراجعه شد و با هماهنگی­های صورت­گرفته با سرپرست مراکز، پرسش‌نامه­ها بین دانش­آموزان بی­سرپرست پخش گردید. هم‌چنین برای دسترسی به دانش­آموزان بدسرپرستی که در مراکز نگه­داری بهزیستی ساکن نبودند، بعد از تهیه لیستی از نام و شماره تماس، لینک پرسش­نامه مربوطه به آن‌ها نیز ارسال گردید و با توجه به این­که روش نمونه­گیری در دسترس در این پژوهش به­کار برده شد، از زمان پخش لینک پرسش‌نامه آنلاین در طول سه هفته، لینک فعال باقی ماند و در طول این مدت 210 پرسش‌نامه با حذف موارد ناقص در اختیار پژوهشگران قرار گرفت. متغیرهای جمعیت شناختی شامل سن، جنسیت، پایه تحصیلی و معدل تحصیلی نیز جمع­آوری گردید.
توضیحات لازم از جمله هدف از پژوهش و نحوه پاسخ­دهی به سؤالات در پرسش‌نامه ارائه شد و افراد به صورت کاملاً داوطلبانه در این پژوهش شرکت کردند. معیارهای ورود نمونه به پژوهش شامل تمایل دانش­آموزان به شرکت در پژوهش، بی­سرپرست و یا بدسرپرست بودن، محدوده سنی 13 تا 18 سال بودن و معیار خروج از پژوهش نیز شامل عدم تمایل به همکاری و مخدوش بودن پرسش‌نامه بود. کدهای رایج اخلاق در پژوهش­های پزشکی شامل 13، 14 و 2 (منافع حاصل از یافته­ها در جهت پیشرفت دانش بشری)، کد 20 (هماهنگی پژوهش با موازین دینی و فرهنگی) و کدهای 1، 3 و 24 (رضایت آزمودنی­ها و نماینده قانونی او) در پژوهش حاضر رعایت شده است.
داده­های جمع­آوری شده در این پژوهش با استفاده از نرم افزارهای SPSS نسخه 23 و Lisrel نسخه 8/8 و با روش­های آمار توصیفی (میانگین و انحراف معیار) و آمار استنباطی (آزمون­های همبستگی  Pearsonو مدل­سازی معادلات ساختاری) تحلیل شد. سطح معنی­داری در آزمون­ها 05/0 در نظر گرفته شد.
نتایج
نمونه آماری مورد مطالعه شامل 210 نفر از دانش آموزان بی‌سرپرست و بدسرپست با میانگین (انحراف معیار) سنی 25/15 (60/1) سال بود که در دامنه سنی 13 تا 18 سال قرار داشتند و 2/45 درصد (95 نفر) دختر و 8/54 درصد (115 نفر) پسر بودند. از نظر پایه تحصیلی، بیش‌ترین فراوانی با 3/23 درصد (49 نفر) مربوط به پایه دهم و کم‌ترین فراوانی با 5/10 درصد (22 نفر) مربوط به پایه دوازدهم بود. از نظر معدل، بیشترین معدل 6/57 درصد (121 نفر) 15 تا 17 و کم‌ترین فراوانی با 7/6 درصد (14 نفر) مربوط به معدل 19 و بالاتر بودند.
میانگین و انحراف معیار متغیرهای سازگاری تحصیلی، ذهن آگاهی و تنظیم رفتار هیجان در جدول 1 آورده شده است. از سوی دیگر مقدار چولگی مشاهده ‌شده برای متغیرهای پژوهش در بازه 2- تا 2+  قرار دارد. بدین معنی که از لحاظ کجی، متغیرها نرمال بوده و توزیع آن‌ها متقارن بود. هم‌چنین مقدار کشیدگی آن‌ها نیز در بازه 2- تا 2+  قرار دارد و نشان می‌دهد توزیع متغیرهای پژوهش از کشیدگی نرمال برخوردار بوده است [24] (جدول 1).
 
 
جدول 1- میانگین و  انحراف معیار متغیر­های سازگاری تحصیلی، ذهن آگاهی و تنظیم رفتاری هیجان در دانش­آموزان بی­سرپرست و بدسرپرست تحت پوشش مراکز بهزیستی استان اردبیل در سال‏ تحصیلی 1399-1400 (210=n)
متغیر میانگین انحراف معیار چولگی کشیدگی
سازگاری تحصیلی 390/9 459/4 388/0 194/0-
ذهن آگاهی 843/47 178/13 580/0 660/0-
تنظیم رفتار هیجان 719/60 729/11 582/0 480/0-
تلاش برای پرت کردن حواس 081/11 524/3 528/0 743/0-
کناره­گیری 766/13 712/2 156/0 096/0
برخورد فعال 714/10 365/3 387/0 337/0-
جلب حمایت اجتماعی 300/11 323/3 249/0 916/0-
نادیده گرفتن 400/13 843/2 108/0 070/0-
 
 
در نمودار 1 و 2، با استفاده از معادلات ساختاری به بررسی اثر مستقیم و غیر مستقیم تنظیم رفتاری هیجان با میانجیگری ذهن آگاهی بر سازگاری تحصیلی پرداخته شده و مقادیر بار عاملی، ضرایب مسیر و مقادیر T-value بین متغیرهای پژوهش ارائه گردیده است که گویای وجود روابط مستقیم و معنی‌دار بین متغیر تنظیم رفتاری هیجان با ذهن آگاهی و سازگاری تحصیلی می‌باشد که معادلات ساختاری آن به طول کامل در جدول 3 ارائه گردیده است.
 

نمودار 1- آزمون مدل تحقیق (در حالت استاندارد) (BER: تنظیم رفتاری هیجان، MF: ذهن آگاهی و AAd: سازگاری تحصیلی)

نمودار 2- آزمون مدل تحقیق (در حالت T-value) (BER: تنظیم رفتاری هیجان، MF: ذهن آگاهی و AAd: سازگاری تحصیلی)
 
 
جهت تعیین کفایت برازش الگوی پیشنهادی ترکیبی از شاخص‌های برازندگی از قبیل: 1) نسبت کای اسکوئر بر درجه آزادی (Chi-Square/ Degrees of freedom)، 2) شاخص ریشه میانگین مربعات خطا (Root Mean Square Error of Approximation)، 3) شاخص برازش تطبیقی (Comparative Fit Index)، 4) شاخص نیکویی برازش (Goodness of Fit Index) و 5) شاخص نیکویی برازش اصلاح‌شده (Adjusted Goodness of Fit Index) مورد استفاده قرار گرفت که مقادیر اندازه­گیری شده و بازه قابل قبول آن‌ها در جدول 2 ارائه شده است؛ با توجه به نتایج به‌دست‌ آمده می‌توان گفت که مدل تحقیق از نظر شاخص‌های معنی‌داری و برازش مورد تأیید است [25] (جدول 2).
 

 
جدول 2- شاخص‌های برازندگی مدل تحقیق
نام شاخص مقدار بازه قابل‌قبول نتیجه
نسبت کای اسکوئر بر درجه آزادی 25/2 کم‌تر از 3 قابل‌قبول
شاخص ریشه میانگین مربعات خطا 077/0 خوب: کم‌تر از 08/0
متوسط: 08/0 تا 1/0
خوب
شاخص برازش تطبیقی 91/0 بیش‌تر از 90/0 قابل‌قبول
شاخص نیکویی برازش 92/0 بیش‌تر از 90/0 قابل‌قبول
شاخص نیکویی برازش اصلاح‌شده 85/0 بیش‌تر از 80/0 قابل‌قبول
 
 
با توجه به جدول 3، اثر مستقیم متغیر تنظیم رفتاری هیجان بر سازگاری تحصیلی، مثبت و معنادار است. هم‌چنین تنظیم رفتاری هیجان اثر مستقیم و معنی­دار روی ذهن آگاهی دارد. اثر مستقیم متغیر ذهن آگاهی بر سازگاری تحصیلی، مثبت و معنادار می­باشد.
 
جدول 3- معادلات ساختاری مدل تحقیق
متغیرها ضرایب مسیر مقدار T خطای استاندارد معنی­داری
تنظیم رفتاری هیجان سازگاری تحصیلی 16/0 08/3 103/0 معنی­دار
تنظیم رفتاری هیجان ذهن آگاهی 56/0 72/9 061/0 معنی­دار
ذهن آگاهی سازگاری تحصیلی 68/0 83/12 048/0 معنی­دار
 
 
جهت بررسی اثر غیرمستقیم تنظیم رفتاری هیجان بر سازگاری تحصیلی با میانجی­گری ذهن آگاهی از آزمون تست سوبل استفاده شده است. آزمون سوبل یکی از رویکردهای پر­کاربرد در قبول یا رد فرضیات مربوط به نقش میانجی یک متغیر می­باشد که نتایج آن در جدول 4 ارائه گردیده است [25]. هم‌چنین برای تعیین شدت اثر غیرمستقیم از طریق میانجی از آماره‌ای به نام VAF (Variance accounted for) استفاده می‌شود که مقداری بین 0 تا 1 را اختیار می‌کند و هر چه این مقدار به 1 نزدیک‌تر باشد، نشان از قوی‌تر بودن تأثیر میانجی دارد. درواقع این مقدار اثر غیرمستقیم به اثر کل را می‌سنجد [25].
با توجه به میزان آماره T غیرمستقیم (T سوبل) بین متغیرهای بالا که خارج از بازه 96/1- تا 96/1+ است، لذا فرضیه اثر غیر مستقیم متغیر تنظیم رفتاری هیجان بر سازگاری تحصیلی پذیرفته می‌شود. بنابراین متغیر تنظیم رفتاری هیجان علاوه بر اثر مستقیم، به­طور غیر مستقیم و از طریق ذهن آگاهی نیز بر سازگاری تحصیلی تأثیر می­گذارد. با توجه به میزان به‌دست ‌آمده برای آماره VAF مشاهده می‌شود که 4/70 درصد تأثیر تنظیم رفتاری هیجان بر سازگاری تحصیلی از طریق ذهن آگاهی می‌تواند تبیین گردد. هم‌چنین با توجه به این­که مقدار VAF به­دست آمده در بازه 2/0 تا 8/0 قرار دارد، متغیر ذهن آگاهی نقش میانجی جزئی دارد [26]. (جدول 4).
 
جدول 4- نتایج تحلیل اثرات غیر مستقیم تنظیم رفتاری هیجان بر سازگاری تحصیلی با میانجی­گری ذهن آگاهی
فرضیه پژوهش T-sobel ضریب مسیر استاندارد آماره VAF نتیجه آزمون
تنظیم رفتاری هیجان ذهن آگاهی سازگاری تحصیلی 044/8 38/0 704/0 تأیید
 
 
بحث
مشکلات روان­شناختی، اجتماعی و تحصیلی دانش­آموزان، علی­الخصوص دانش­آموزان بی­سرپرست و بدسرپرست، نیاز به توجه ویژه دارد. بنابراین پژوهش حاضر با هدف طراحی و آزمون مدل سازگاری تحصیلی براساس تنظیم رفتاری هیجانی با نقش میانجی ذهن آگاهی انجام ­شد. با توجه به نتایج، اثر مستقیم تنظیم رفتاری هیجان بر سازگاری تحصیلی دانشآموزان بی­سرپرست و بدسرپرست مثبت و معنادار بود. این نتایج با پژوهش­های Kraaij و  Garnefski[10] و Kazemi rezaei و همکاران [11] همسو بود. Mu و همکاران [9] در پژوهش خود نشان دادند تنظیم هیجان می­تواند مهارت­های اجتماعی- هیجانی، سازگاری و کفایت اجتماعی را افزایش، پرخاشگری را کاهش دهد و رفتارهای فرا اجتماعی را تقویت کند و بر کیفیت روابط اجتماعی تأثیر بگذارد. هیجانات میتوانند توجه افراد را به ویژگی­های کلیدی محیط، بهینهسازی منبع حسی، انواع راه­بردهای تصمیم­گیری، آمادگی واکنش­های رفتاری و تسهیل در روابط متقابل اجتماعی گسترش دهد [27]. افرادی که از توانایی شناخت هیجانات خود عاجزند و قادر به تنظیم آن‌ها نباشند، هنگام مواجه با وقایع استرس­زا عملکرد مطلوبی نخواهند داشت، وقایع را به­شدت بیش‌تری تجربه می­کنند و به­همین خاطر از سازگاری پایین­تری برخوردارند [28]. در جهت تبیین نتایج می­توان گفت دانش­آموزان به وسیله ابعاد مختلف تنظیم رفتاری هیجان می­توانند سازگاری تحصیلی خود را افزایش دهند، از جمله در مواقعی که این دانش­آموزان با کمبودها و شرایط استرس­زایی که به­دلیل نداشتن سرپرست و یا زندگی با سرپرستان نامتعارف متحمل می­شوند، می­توانند با پرت کردن حواس خود از هیجانات منفی به انجام کارهای سودمند در مدرسه مانند درگیری در تکالیف درسی با این دسته از هیجانات نامتعارف در عمل مقابله کنند. هم‌چنین این دانشآموزان با جلب حمایت اجتماعی از سوی معلم و مشاوران مدرسه در زمان پریشانی عاطفی و هیجانی و در خواست کمک و حمایت از آن‌ها برای مقابله با مشکلات به­وجود آمده در کلاس، در روابط بین­فردی با سایر دانش­آموزان و حتی در زمینه مشکلات درسی، فعالیت کارآمدی از خود به­نمایش بگذارند.
با توجه به نتایج اثر مستقیم ذهن آگاهی بر سازگاری تحصیلی دانش­آموزان بی­سرپرست و بدسرپرست مثبت و معنادار بود. یافته این قسمت از پژوهش با پژوهش­های Mettler و همکاران [16] وBabaei Nadinluye  و همکاران [18] همسو بود. Sakirogluf و همکاران [17] معتقدند استرس فرآیندی پیچیده در واکنش به موقعیت­های مختلف پیچیده در زندگی می­باشد، بر همین اساس کنار آمدن با استرس و پذیرش آن مستلزم سازگاری است. بنابراین زمانی سطوح ذهن آگاهی افزایش یابد، هم­زمان سازگاری نیز افزایش خواهد یافت. پاسخ­های هیجانی به­طرز چشم­گیری متأثر از شناخت افراد است و شناخت نیز از طریق تحریف­های شناختی می­تواند به سوگیری در ارزیابی و قضاوت درباره امور و رویدادها منجر شود. دانش­آموزان ذهن­آگاه نگرشی غیرقضاوت­گونه همراه با پذیرش نسبت به وقایع را در خود گسترش داده و به­جای برخوردهای تند و غیرسازگارانه به شیوه­ای سازگارانه در برابر وقایع تحصیلی برخورد می­کنند [29]. افراد با ذهن آگاهی بالا به جای واکنش­های تکانه­وار، به پردازش واقع­بینانه­تر رویدادها می­پردازند و با توجه به این مورد که آن‌ها واقعیات درونی و بیرونی را بدون تحریف درک میکنند، حوادث را کم‌تر ناراحت­کننده، پردازش می­کنند و در همین جهت توانایی در مواجهه با دامنه گسترده­ای از هیجانات را خواهند داشت [30]. در جهت تبیین نتایج به­دست آمده می­توان گفت ذهن آگاهی در دانش­آموزانی که از داشتن والدین محرومند، می­تواند موجب بازنمایی ذهنی بهتر از کمبودهایشان شود که از کنترل آن‌ها خارج است و به آن‌ها اجازه می­دهد با ارتقاء وضوح و شفافیت تجربه جاری، تماس حسی نزدیک­تری با تجارب لحظه به لحظه زندگی خویش داشته باشند و به محرک­های تهدیدآمیز هیجانی واکنش کم‌تری نشان دهند و به دنبال آن خود را با محیط­های پرتنش تحصیلی سازگار کنند.
نتایج نشان­داد که اثر غیرمستقیم تنظیم رفتاری هیجان بر سازگاری تحصیلی دانش­آموزان بی­سرپرست و بدسرپرست از طریق ذهن آگاهی معنادار بود. لذا ذهن آگاهی، به‌عنوان میانجی‌گر رابطه تنظیم رفتاری هیجان با سازگاری تحصیلی پذیرفته شد و مشاهده گردید که 4/70 درصد از تأثیر تنظیم رفتاری هیجانی بر سازگاری تحصیلی از طریق ذهن آگاهی می‌تواند تبیین گردد. در بحث حاضر، به­دلیل عدم وجود پیشینه داخلی و خارجی مشابه با موضوع مورد بحث، نتایج پژوهش با یافته‌های پژوهش‌های دیگر مقایسه نمی‌شود. مشکلات تنظیم هیجان زمینه­ساز پیدایی رفتارهای نامطلوب، تکانش­گری و رفتارهای وسواسی خواهد شد. ناتوانی در پردازش شناختی اطلاعات هیجانی، فرد را از نظر عاطفی و شناختی دچار آشفتگی و درماندگی می­کند. به­عبارتی با اثرگذاری مشکلات هیجانی بر ذهن آگاهی باعث می­شود که افراد بر هیجانات مثبت و منفی خویش آگاهی نداشته باشند و هنگام قرار گرفتن در موقعیت­های زندگی و اجتماعی نمیتوانند به­خوبی از هیجانات خود استفاده کنند. از سوی دیگر، دانش­آموزان بی­سرپرست و بدسرپرست با توجه به اینکه از داشتن شرایط زندگی مناسب محرومند، اما اگر از ذهن آگاهی بالایی برخوردار باشند، موجب می­شود به محرکهای درونی و بیرونی توجه کرده و از طرفی موضع مشاهده­گرانه نسبت به تجارب داشته و از جهت فاصله روانشناختی بین مشاهده خود و هیجاناتشان تجربه می­کنند و قادر به تنظیم هیجانات خود در قالب رفتاری از جمله استفاده از حمایت سرپرستان و همسالان سازگاری تحصیلی خود را ارتقاء دهند.
با توجه به اثرگذاری تنظیم رفتاری هیجان بر سازگاری تحصیلی دانش­آموزان بی­سرپرست و بدسرپرست در این مطالعه، پیشنهاد می­شود تمرین­ها و فعالیت­های تنظیم هیجان در سطح رفتاری به این دست از دانش­آموزان آموزش داده شود و این برنامه در مدارس (توسط مشاوران) و به­ویژه در مراکز درمانی و روان­شناختی آموزش و پرورش برای بهبود فرآیندهای هیجانی اجرا شود. پیشنهاد می­شود سازمان آموزش و پرورش و سازمان بهزیستی، آموزش مهارت­های ذهن آگاهی را توسط مشاوران و روان­شناسان در کلاس­های برنامه­ریزی و مهارت­های زندگی برای دانش­آموزان عملی سازند.
وجود برخی متغیرهای کنترل ­نشده در این مطالعه از جمله ویژگی­های شخصیتی، محدود بودن ابزار اندازه­گیری به پرسش‌نامه و عدم استفاده از سایر ابزارها، عدم بهره­گیری از روش­های نمونه­گیری تصادفی از محدودیت­های این پژوهش بود. بنابراین پیشنهاد می­شود تا برای افزایش قدرت تعمیمپذیری نتایج، این پژوهش در سایر شهرها و مناطق و جوامع دارای فرهنگ­های متفاوت و در صورت امکان با استفاده از روش نمونه­گیری تصادفی و از ابزارهای دیگری چـون مصاحبه بالینی برای جمع­آوری داده­ها اجرا شود.
نتیجه­گیری
نتایج نشان داد متغیرهای تنظیم رفتاری هیجان و ذهن آگاهی به طور مستقیم بر سازگاری تحصیلی اثرگذار بودند و به­طور کلی می­توان میانجی­گری ذهن آگاهی را در رابطه بین تنظیم رفتاری هیجان و سازگاری تحصیلی دانش­آموزان بیسرپرست و بدسرپست تأیید کرد. با توجه به معنادار شدن مدل ارائه شده و تأیید نقش میانجی ذهن آگاهی به درمانگران و مشاوران حیطه تحصیلی توصیه می­شود، در وهله اول متغیر مهم تنظیم رفتاری هیجان را مورد بررسی و سنجش قرار دهند و نقش مهم متغیرهای واسطه­ای را در نظر بگیرند.
تشکر و قدردانی
این پژوهش با حمایت مالی معاونت پژوهشی و فناوری دانشگاه محقق اردبیلی انجام گرفت. به این وسیله از سازمان بهزیستی و دانش­آموزان بی­سرپرست و بدسرپرست استان اردبیل به­خاطر همکاری ارزنده­شان در اجرای این پژوهش و هم‌چنین از دانشگاه محقق اردبیلی بابت حمایت مالی از این پژوهش نهایت قدردانی را داریم.
 
 
 
References
 
 
 
  1. Maqbool A, Ganai M. Well-BeingEof orphans: areveiw of their academic anxiety level. The J applied Research in Educat 2019; 20(1): 267-70.
  2. Frimpong-Manso K. Funding orphanages on donations and gifts: Implications for orphans in Ghana. New Ideas Psychol 2021; 60: 100835.
  3. Okorodudu GN. Influence of parenting styles on adolescent delinquency in delta central senatorial district. Edo Journal of Counselling 2010; 3(1): 58-86.
  4. Ochieng LA, Sichari M, Ogutu J. Relationship between Locus of Control Orientation and School Adjustment of Orphaned and Vulnerable Pupils in Kisumu Central Sub County. Kenya 2020; 11(20): 139-46.
  5. Liran BH, Miller P. The role of psychological capital in academic adjustment among university students. J Happiness Stud 2019; 20(1): 51-65.
  6. Murugan PV. Mental Health and Adjustment of Higher Secondary School Students. J Educ Psychol 2017; 11(2): 29-35.
  7. Mosleh SG, Badri Gargari R, Nemati S. Psychometric properties of Behavioral Emotion Regulation Questionnaire in sample of adolescent students in Urmia city. J Clinical Psych Pers 2020; 18(1): 163-75. [Farsi]
  8. Nahang AA, Mosavi Najafi F, Mohammadi R. The effect of Mindfulness Training on Emotional Self-Regulation and Psychological Resilience of Unsupervised Children. J Child Ment Health 2020; 7(1): 106-17. [Farsi]
  9. Mu GM, Hu Y, Wang Y. Building resilience of students with disabilities in China: The role of inclusive education teachers. Teach Teach Educ 2017; 67: 125-34.
  10.  Kraaij V, Garnefski N. The behavioral emotion regulation questionnaire: development, psychometric properties and relationships with emotional problems and the cognitive emotion regulation questionnaire. Pers Individ Dif 2019; 137: 56-61.
  11.  Kazemi rezaei A, Mohammadi M, Tajikesmaili A, Pishgahi B. The Role of Cognitive Emotion Regulation Strategies and Perceived Social Support in Predicting the Social Adjustment of Nursing Students. J Nurs Educ 2020; 8(2): 76-85. [Farsi]
  12. Gunnell KE, Mosewich AD, McEwen CE, Eklund RC, Crocker PR. Don't be so hard on yourself! Changes in self-compassion during the first year of university are associated with changes in well-being. Pers Individ Dif 2017; 107: 43-8.
  13. Parent J, McKee LG, Rough JN, Forehand R. The association of parent mindfulness with parenting and youth psychopathology across three developmental stages. J Abnorm Child Psychol 2016; 44(1): 191-202.
  14. Norman H, Marzano L, Oskis A, Coulson M. The relationship between alexithymia and self-harm: The mediating role of mindfulness. Curr Psychol 2021; 1-13.
  15. Tingaz EO. The mediating role of mindfulness in the relationship between the cognitive flexibility and irrational performance beliefs of university student-athletes. Curr Psychol 2020; 39(4): 1208-14.
  16. Mettler J, Carsley D, Joly M, Heath NL. Dispositional mindfulness and adjustment to university. J Coll Stud Ret 2019; 21(1): 38-52.
  17. Şakiroglu M, Gülada G, Ugurcan S, Kara N, Gandur T. The mediator effect of mindfulness awareness on the relationship between Nomophobia and academic university adjustment levels in college students. PERR 2017: 69–79.
  18. Babaei Nadinluye K, Mikaeli Manee F, Pezeshki H, Bafande H, Abdi H. Relationship between Mindfulness and Meta-Emotion on Predicting Emotional Adjustment of Novice Nurses. J Nursi 2017; 30(105): 11-22. [Farsi]
  19. Hooman HA. Structural equation modeling using LISREL software (with modifications). Tehran: Samat Publications 2017; 22. [Farsi]
  20. Sinha E, Sing R. High School Student Adaptation Inventory Guide. Abolfazl Karami, Tehran: Psychoanalysis Institute (Persian). 1993. [Farsi]
  21. Brown KW, Ryan RM. The benefits of being present: mindfulness and its role in psychological well-being. J Pers Soc Psychol 2003; 84(4): 822.
  22. Zahed A, Rajabi S, Omidi M. A comparison of social, emotional and educational adjustment and self-regulated learning in students with and without learning disabilities. Journal of Learning Disabilities 2012; 1(2): 43-62. [Farsi]
  23. Ghorbani N, Watson P, Weathington BL. Mindfulness in Iran and the United States: Cross-cultural structural complexity and parallel relationships with psychological adjustment. Curr Psychol 2009; 28(4): 211.
  24. Amiri M, Eftekharian A, Roozegar R. Stochastic comparisons in the scale mixture of the multivariate skew-normal family of distributions based on Hessian ordering with some applications. Journal of Advanced Mathematical Modeling 2021; 11(2): 317-38.
  25. Hooman HA. Structural equation modeling using LISREL software (with modifications). Tehran: Samat Publications 2017; 235-47. [Farsi]
  26. Hair Jr, Sarstedt M, Hopkins L, Kuppelwieser V. Partial least squares structural equation modeling (PLS-SEM): An emerging tool in business research. Eur Bus Rev 2014; 26(2): 106-21.
  27. Gross JJ. Emotion regulation: Conceptual and empirical foundations. In J. J. Gross (Ed), Handbook of emotion regulation (pp. 3–20). The Guilford Press. 2014.
  28. Extremera N, Durán A, Rey L. Perceived emotional intelligence and dispositional optimism–pessimism: Analyzing their role in predicting psychological adjustment among adolescents. Personality and Individual Differences 2007; 42(6): 1069-79.
  29. Babakhani V. The Effectiveness of Mindfulness Skills Training on Adjustment and Mental Health of Students. RRJ 2019; 8(5): 171-8. [Farsi]
  30. Falkenström F. Studying mindfulness in experienced meditators: A quasi-experimental approach. Pers Individ Dif 2010; 48(3): 305-10.
 


 
Designing and Testing a Causal Model of Academic Adjustment Based on Behavioral Emotion Regulation with the Mediating Role of Mindfulness in Orphan and Poorly Supervised Students: A Descriptive Study
 
                                                                                                                                                                                                                                                                                                                                                         
H. Taghavi[4], M. Ebadi[5], S. Kazemi[6]
 
 
Received: 15/06/21      Sent for Revision: 19/07/21     Received Revised Manuscript: 15/09/21     Accepted: 18/09/21
 
 
Background and Objectives: The educational, social, and psychological problems of Orphan and poorly supervised students need special attention. Therefore, the present study was performed with the aim of designing and testing the casual model of academic adjustment based on behavioral emotion regulation with the mediating role of mindfulness in orphan and poorly supervised students.
Materials and Methods: The method of the present study was descriptive. The statistical population of this study consisted of all orphan and poorly supervised students in Ardabil province during the academic year 2020-2021, of which 210 were selected via convenient sampling method and participated in this research. For data collection, the standardized questionnaire of academic adjustment of Sinha and Sink, Behavioral Emotion Regulation of Kraaij & Garnefski, and mindfulness of Brown and Ryan were used. The collected data were analyzed by Pearson’s correlation analysis and structural equations modelling.
Results: The results showed that behavioral emotion regulation (β= 0.163) and mindfulness (β= 0.678) have a direct and positive effect on academic adjustment (p> 0.001). The results related to fit indices of the model also showed that mindfulness can mediate the relationship between behavioral emotional regulation and academic adjustment.
Conclusion: In general, mindfulness mediation can be confirmed in the relationship between behavioral emotion regulation and academic adjustment of orphan and poorly supervised students. According to the significance of the proposed model and confirming the mediating role of mindfulness, it is recommended to therapists and counselors in the educational field, in the first place, to examine and measure the important variable of emotion behavioral regulation and consider the important role of mediating variables.
Keywords: Emotion regulation, Mindfulness, Adjustment, Orphaned, Students
Funding: This study was funded by University of Mohaghegh Ardabili.
Conflict of interest: None declared.
Ethical approval: The Ethics Committee of Ardabili University of Medical Sciences approved the study (IR.ARUMS.REC.1400.057).
How to cite this article: Taghavi H, Ebadi M, Kazemi S. Designing and Testing a Causal Model of Academic Adjustment Based on Behavioral Emotion Regulation with the Mediating Role of Mindfulness in Orphan and Poorly Supervised Students: A Descriptive Study. J Rafsanjan Univ Med Sci 2021; 20 (9): 973-88. [Farsi]


[1]- (نویسنده مسئول) استادیار گروه آموزشی علوم تربیتی، دانشکده علوم تربیتی و روانشناسی، دانشگاه محقق اردبیلی، اردبیل، ایران
تلفن: 04531505642، دورنگار: 04531505642پست الکترونیکی: taqavi2004@gmail.com
[2]- کارشناس ارشد روانشناسی، گروه روانشناسی، دانشکده علوم تربیتی و روانشناسی، دانشگاه محقق اردبیلی، اردبیل، ایران
[3] - دانشجوی دکتری مدیریت آموزشی، گروه علوم تربیتی، دانشکده علوم تربیتی و روانشناسی، دانشگاه محقق اردبیلی، اردبیل، ایران
 
[4]- Assistant Prof., Dept. of Educational Sciences, Faculty of Educational Sciences and Psychology, Mohaghegh Ardabili University, Ardabil, Iran, ORCID: 0000-0001-5943-8806
(Corresponding Author) Tel: (045) 31505642, Fax: (045) 31505642, E-mail: taqavi2004@gmail.com
[5]- MSc in Psychology, Dept. of Psychology, Faculty of Educational Sciences and Psychology, Mohaghegh Ardabili University, Ardabil, Iran,
ORCID: 0000-0003-3915-0789
[6]- PhD Student in Education Management, Dept. of Educational Sciences, Faculty of Educational Sciences and Psychology, Mohaghegh Ardabili University, Ardabil, Iran, ORCID: 0000-0001-8405-2320
نوع مطالعه: پژوهشي | موضوع مقاله: روانپزشكي
دریافت: 1400/3/24 | پذیرش: 1400/6/27 | انتشار: 1400/9/28

ارسال نظر درباره این مقاله : نام کاربری یا پست الکترونیک شما:
CAPTCHA

ارسال پیام به نویسنده مسئول


بازنشر اطلاعات
Creative Commons License این مقاله تحت شرایط Creative Commons Attribution-NonCommercial 4.0 International License قابل بازنشر است.

کلیه حقوق این وب سایت متعلق به مجله علمی دانشگاه علوم پزشکی رفسنجان می باشد.

طراحی و برنامه نویسی : یکتاوب افزار شرق

© 2022 CC BY-NC 4.0 | Journal of Rafsanjan University of Medical Sciences

Designed & Developed by : Yektaweb