مدل عوامل زمینه‌ساز برنامه‌ریزی درسی تاب‌آور با نقش میانجی سواد عاطفی در مهارت‌های حرفه‌ای معلمان ابتدایی

مقدمه

نظام آموزشی، به‌عنوان یکی از مهم‌ترین ستون‌های توسعۀ جامعه، نقشی حیاتی در شکل‌دهی نسل آینده و آماده‌سازی آنان برای مواجهه با چالش‌های فزایندۀ جهان معاصر ایفا می‌کند. در این فرایند، معلمان مدارس ابتدایی، به‌عنوان مجریان اصلی برنامه‌های آموزشی، نقشی محوری در موفقیت یا شکست هر رویکرد تربیتی دارند، چراکه آنان نه ‌تنها مسئول انتقال محتوا، بلکه الگوهای رفتاری و حامیان عاطفی دانش‌آموزان هستند (زین‌آبادی و خبره، 1398). در عصر تحولات سریع اجتماعی، فرهنگی و فناورانه، نظام‌های آموزشی بیش از هر زمان دیگر نیازمند رویکردی هستند که بتواند معلمان را در برابر چالش‌ها و فشارهای محیطی توانمند سازد. معلم، به‌عنوان محور اصلی فرایند یاددهی و یادگیری، نیازمند مجموعه‌ای از مهارت‌ها و توانایی‌های شناختی، عاطفی و رفتاری است تا بتواند نه ‌تنها دانش‌آموزان، بلکه خود را در مسیر رشد پایدار حفظ کند (موسوی، ۱۴۰۲).

مهارت‌های حرفه‌ای معلمان، که مجموعه‌ای یکپارچه از توانمندی‌های تصمیم‌گیری، حل‌مسئلۀ آموزشی، مدیریت موقعیت‌های تنش‌زا و انعطاف‌پذیری حرفه‌ای است، ابزار اصلی آنان برای هدایت اثربخش فعالیت‌های یاددهی-یادگیری محسوب می‌شود (محمدی و همکاران، ۱۴۰۱). با این حال، مطالعات نشان می‌دهد که بسیاری از معلمان در نظام آموزشی فعلی با چالش‌هایی همچون فرسودگی شغلی، استرس ناشی از فشارهای محیطی و فقدان آمادگی لازم برای مواجهه با نیازهای متنوع دانش‌آموزان روبه‌رو هستند؛ وضعیتی که به‌طور مستقیم کیفیت عملکرد حرفه‌ای آنان را تحت شعاع قرار داده است (وفا و همکاران، 1393). در همین راستا، برنامه‌ریزی درسی مبتنی بر تاب‌آوری می‌تواند به‌عنوان سازوکاری کارآمد برای ارتقای کیفیت آموزش و تربیت معلمان عمل کند؛ رویکردی که بر پرورش ظرفیت‌های درونی، انعطاف‌پذیری و مدیریت هیجانات در مواجهه با شرایط متغیر تأکید دارد (جدیدی محمدآبادی، 1402).

تاب‌آوری آموزشی، به معنای توانایی سازگاری مثبت و بازیابی کارکردها در مواجهه با چالش‌ها، ضرورتی است که باید در تاروپود برنامه‌های درسی تنیده شود .(Masten, 2001) برنامه‌ریزی درسی مبتنی بر تاب‌آوری، فراتر از چارچوب‌های سنتی و محتوامحور، بر تقویت ظرفیت‌های درونی، انعطاف‌پذیری روانی و توان حل‌مسئله در معلمان و دانش‌آموزان تأکید دارد (موسوی، ۱۴۰۲). تحقق این نوع برنامه‌ریزی مستلزم شناسایی و تبیین دقیق عوامل زمینه‌ساز آن است که در سه سطح عوامل فردی (نگرش‌ها و دانش معلم)، سازمانی (فرهنگ و حمایت مدرسه) و برنامه‌ای (طراحی و فعالیت‌های یادگیری) دسته‌بندی می‌شوند (دژبان و همکاران، ۱۳۹۸؛ Brunetti, 2006).

یکی از مؤلفه‌های کلیدی، که می‌تواند به‌عنوان حلقۀ اتصال میان ساختارهای برنامه‌ریزی و عملکرد حرفه‌ای معلمان عمل کند، سواد عاطفی است (Mateu-Pérez et al., 2025). سواد عاطفی، به معنای توانایی شناسایی، درک، تنظیم و استفادۀ سازگارانه از هیجان‌های خود و دیگران، نقشی تعیین‌کننده در کیفیت کنش‌های آموزشی دارد (جابرنسری و قاسم‌پور دهقانی، ۱۴۰۰؛ Goleman, 1995). معلمانِ برخوردار از سواد عاطفی بالا توان بیشتری در ایجاد محیط‌های یادگیری حمایت‌کننده، مدیریت فشارهای شغلی و حفظ انگیزۀ حرفه‌ای دارند و می‌توانند به‌جای واکنش‌های هیجانی در موقعیت‌های دشوار، پاسخ‌های حرفه‌ای و سازنده ارائه دهند (Wang & Wang, 2023; Jennings & Greenberg, 2009). از منظر نظری، سواد عاطفی نوعی مبدل درونی محسوب می‌شود که، از طریق آن، شرایط بیرونی و اصلاحات برنامه‌ای به رفتارهای حرفه‌ای معنادار تبدیل می‌شوند (Lu et al., 2024)؛ به‌گونه‌ای که حتی در صورت فراهم بودن بهترین بسترهای ساختاری، بدون برخورداری معلم از سطح مطلوب سواد عاطفی، دستیابی به عملکرد حرفه‌ای اثربخش با محدودیت جدی مواجه خواهد بود .(Brackett et al., 2023)

علی‌رغم اهمیت این سه حوزه (عوامل زمینه‌ساز برنامه‌ریزی درسی تاب‌آور، سواد عاطفی و مهارت‌های حرفه‌ای معلمان)، نظام آموزشی فعلی همچنان با رویکردهای سنتی و کمبودمحور اداره می‌شود و درک جامعی از نحوۀ تعامل این عوامل با یکدیگر وجود ندارد (Fu & Zhang, 2024). اغلب مداخلات انجام شده برای بهبود کیفیت آموزش، به‌صورت پراکنده بوده و از اتخاذ یک رویکرد سیستمی که نقش میانجی و تعدیل‌کنندۀ سواد عاطفی را در اجرای برنامه‌های تاب‌آوری‌محور لحاظ کند غفلت کرده‌اند (موسوی، ۱۴۰۲؛ OECD, 2019). این خلأ پژوهشی و اجرایی موجب شده است که منابع محیطی و برنامه‌ای به‌خوبی به کنش‌های حرفه‌ای تبدیل نشوند (شیربگی و همکاران، 1405). از سوی دیگر، فقدان مدل جامع و علمی برای شناسایی عوامل زمینه‌ساز برنامه‌ریزی درسی مبتنی بر تاب‌آوری در بافت آموزش ابتدایی ایران، انجام تحقیقات بنیادی در این زمینه را ضروری می‌سازد. چنین تحقیقاتی می‌تواند مبنای علمی مستحکمی برای طراحی مداخلات عملی و سیاست‌گذاری‌های آگاهانه فراهم آورد .(Day & Gu, 2014)

پژوهش‌های متعددی به بررسی عوامل مؤثر بر برنامه‌ریزی درسی و مهارت‌های حرفه‌ای معلمان پرداخته‌اند. از جمله، مطالعات نشان داده‌اند که عوامل فردی (مانند خودکارآمدی و انعطاف‌پذیری شناختی)، سازمانی (جو مدرسه و حمایت مدیران) و برنامه‌ای (محتوای درسی انعطاف‌پذیر) نقش معناداری در کیفیت برنامه‌ریزی درسی دارند (یگانه و عارفی، 1402؛ Skaalvik & Skaalvik, 2018). همچنین، در حوزۀ تاب‌آوری در آموزش، پژوهش‌هایی به ویژگی‌های معلمان تاب‌آور اشاره کرده‌اند (بهرنگی و نادری، ۱۴۰۱؛ Gu & Day, 2013). با این حال، بیشتر این مطالعات به برنامه‌ریزی درسی در شرایط عادی پرداخته‌اند و مفهوم برنامه‌ریزی درسی تاب‌آور، که توانایی حفظ کیفیت تدریس در شرایط بحرانی و پراسترس را داراست، کمتر مورد توجه قرار گرفته است .(Mutch, 2014) به موازات، سواد عاطفی، به‌عنوان توانایی درک، بیان و تنظیم هیجانات، عمدتاً در حوزۀ سلامت روان و روابط بین‌فردی بررسی شده است (Goleman, 1995; Steiner & Perry, 1997) و نقش میانجی آن در ارتباط بین عوامل زمینه‌ساز برنامه‌ریزی درسی و مهارت‌های حرفه‌ای معلمان ابتدایی، به‌ویژه در بافت فرهنگی ایران، تاکنون به‌صورت تجربی آزمون نشده است. این فقدان پژوهشی، خلأ نظری مهمی را نمایان می‌سازد که پژوهش حاضر به دنبال پر کردن آن است.

چارچوب نظری این پژوهش بر سه محور اصلی استوار است: (الف) نظریۀ برنامه‌درسی تاب‌آور (Henderson & Milstein, 2003) که بر نقش عوامل حمایتی (فردی، سازمانی و برنامه‌ای) در ایجاد تاب‌آوری در فرایند یاددهی-یادگیری تأکید دارد؛ (ب) مدل سواد عاطفی استاینر (Steiner, 1997) که ظرفیت شناسایی، درک و مدیریت هیجانات را به‌عنوان پیش‌نیازی برای ارتباط مؤثر و تصمیم‌گیری حرفه‌ای در معلمان مطرح می‌کند؛ و (ج) رویکردهای نوین در تربیت معلم که مهارت‌های حرفه‌ای را ترکیبی از دانش تخصصی، مهارت‌های عملی و شایستگی‌های عاطفی می‌دانند (اطهری‌نیا و همکاران، 1403؛ Darling-Hammond, 2017). با تلفیق این چارچوب‌ها، پژوهش حاضر برای نخستین بار مدلی را آزمون می‌کند که در آن، سواد عاطفی، به‌عنوان متغیر میانجی، مکانیسم تبدیل عوامل زمینه‌ساز برنامه‌ریزی درسی تاب‌آور به مهارت‌های حرفه‌ای معلمان ابتدایی را تبیین می‌نماید. سهم اصلی این پژوهش از حیث نظری، توسعۀ مرزهای دانش برنامه‌درسی با وارد کردن مؤلفه‌های عاطفی به مدل‌های برنامه‌ریزی درسی است، و از حیث عملی، ارائۀ الگویی بومی برای توانمندسازی معلمان ابتدایی در مواجهه با چالش‌های حرفه‌ای می‌باشد. بر اساس این مدل مفهومی، فرضیه‌های پژوهش به شرح زیر تدوین شده‌اند. فرضیۀ اول: عوامل زمینه‌ساز (فردی، سازمانی و برنامه‌ای) بر برنامه‌ریزی درسی تاب‌آور تأثیر مستقیم و معنادار دارند. فرضیۀ دوم: برنامه‌ریزی درسی تاب‌آور بر مهارت‌های حرفه‌ای معلمان ابتدایی تأثیر مستقیم دارد. فرضیۀ سوم: سواد عاطفی نقش میانجی در رابطۀ بین عوامل زمینه‌ساز و مهارت‌های حرفه‌ای ایفا می‌کند.

روش

(الف) طرح پژوهش و شرکت‌کنندگان

پژوهش حاضر از نظر هدف، کاربردی و از نظر روش اجرا، توصیفی-همبستگی بود که در چارچوب رویکرد کمّی و با استفاده از مدل‌یابی معادلات ساختاری(Structural Equation Modeling, SEM)  (Karakus et al., 2024) انجام شد. جامعۀ آماری شامل کلیۀ معلمان مدارس پسرانه و دخترانۀ ابتدایی دولتی و غیردولتی شهر کرمان در سال تحصیلی ۱۴۰۳-۱۴۰۴ بود که حداقل سه سال سابقۀ تدریس داشتند (تعداد تقریبی ۱۲۰۰۰ نفر). حجم نمونه با استفاده از فرمول کوکران (با سطح اطمینان ۹۵٪ و خطای ۵٪) معادل ۳۸۴ نفر محاسبه گردید. روش نمونه‌گیری، تصادفی طبقه‌ای متناسب (Proportional Stratified Random Sampling) بر اساس دو متغیر منطقۀ جغرافیایی (پنج منطقۀ آموزشی) و نوع مدرسه (دولتی و غیردولتی) بود. ملاک‌های ورود به مطالعه عبارت بودند از: اشتغال به تدریس در مقطع ابتدایی، داشتن حداقل سه سال سابقۀ تدریس، تمایل به مشارکت و تکمیل کامل پرسش‌نامه‌ها. ملاک خروج نیز تکمیل ناقص پرسش‌نامه‌ها (بیش از ۱۰٪ گویه‌های هر ابزار) تعیین شد.

(ب) ابزارهای اندازه‌گیری

در این پژوهش از سه ابزار اصلی استفاده شد:

۱. مقیاس تاب‌آوری کانر-دیویدسون (CD-RISC):^[1] این پرسش‌نامه توسط کانر و دیویدسون (Connor & Davidson, 2003) ساخته شده و دارای ۲۵ گویه در مقیاس لیکرت پنج‌درجه‌ای (از صفر «کاملاً نادرست» تا چهار «همیشه درست») است. نمرۀ بالاتر نشان‌دهندۀ تاب‌آوری بیشتر است. در پژوهش حاضر، نسخۀ فارسی هنجاریابی‌شده توسط حسینی و همکاران (1399) استفاده شد. روایی محتوایی ابزار با نظر خبرگان (CVR=0/82) و پایایی آن با ضریب آلفای کرونباخ ۰/۹۳ تأیید گردید (حسینی و همکاران، 1399؛ Connor & Davidson, 2003).

۲. پرسش‌نامۀ سواد عاطفی بار-آن (EQ-i):^[2] این ابزار توسط بار-آن (Bar-On, 1997) طراحی شده و در نسخۀ اصلی دارای ۱۱۷ گویه و ۱۵ خرده‌مقیاس است. در پژوهش حاضر، پس از اعمال اصلاحات محتوایی و فرهنگی توسط خبرگان، بر اساس نظر ۸ خبره، ۲۷ گویه به دلایل غیرمرتبط با بافت فرهنگی و آموزشی ایران حذف شدند. نسبت CVR برای گویه‌های باقی‌مانده بین ۰/۷۸ تا ۰/۹۲ بود. نسخۀ ۹۰‌گویه‌ای تهیه و استفاده شد. روایی محتوایی ابزار با نظر ۸ نفر از متخصصان علوم تربیتی و روان‌شناسی تأیید، و پایایی آن با آلفای کرونباخ 89/0 محاسبه گردید  .(Bar-On, 1997)

۳. پرسش‌نامۀ محقق‌ساختۀ مهارت‌های حرفه‌ای معلمان: این ابزار بر اساس یافته‌های مرحلۀ کیفی پژوهش (مضامین استخراج‌شده از مصاحبه‌ها) و مبانی نظری مرتبط (Shulman,1987; Danielson, 2007) تدوین شد. پرسش‌نامه مشتمل بر ۳۵ گویه در پنج بُعد اصلی است: (۱) مهارت‌های تصمیم‌گیری حرفه‌ای، (۲) مهارت‌های حل‌مسئلۀ آموزشی، (۳) مهارت‌های ارتباط مؤثر با دانش‌آموزان و همکاران، (۴) مهارت‌های مدیریت کلاس و موقعیت‌های تنش‌زا و (۵) مهارت‌های قضاوت حرفه‌ای و انعطاف‌پذیری در عمل. روش کیفی تدوین پرسش‌نامه‌ها: مصاحبه‌های نیمه‌ساختاریافته با ۱۵ معلم خبره، کدگذاری تماتیک، استخراج ۳۲ گویه برای عوامل زمینه‌ساز و ۳۵ گویه برای مهارت‌های حرفه‌ای، تأیید روایی محتوا با CVR و CVI. روایی صوری و محتوایی ابزار توسط ۱۰ نفر از اساتید و خبرگان تأیید شد .(CVI=0/86) پایایی کل پرسش‌نامه با آلفای کرونباخ 87/0 و پایایی ترکیبی (CR) بالاتر از 80/0 به دست آمد. همچنین برای سنجش عوامل زمینه‌ساز برنامه‌ریزی درسی تاب‌آور (شامل ابعاد فردی، سازمانی و برنامه‌ای) نیز پرسش‌نامۀ محقق‌ساختۀ دیگری مبتنی بر یافته‌های کیفی تدوین گردید که دارای ۳۲ گویه و آلفای کرونباخ 93/0 بود.

(ج) روش اجرا

پرسش‌نامه‌ها به‌صورت گروهی و در جلسات شورای معلمان مدارس منتخب توزیع گردید. پیش از توزیع، اهداف پژوهش و محرمانه بودن اطلاعات برای شرکت‌کنندگان تشریح شد و رضایت‌نامۀ کتبی اخذ گردید. تکمیل پرسش‌نامه‌ها بین ۳۰ تا ۴۵ دقیقه زمان برد. در نهایت، از ۴۰۰ پرسش‌نامۀ توزیع‌شده، ۳۸۴ پرسش‌نامه (میزان بازگشت 96٪) قابل تحلیل بود. داده‌ها با استفاده از آمار توصیفی، تحلیل همبستگی، تحلیل مسیر و مدل‌یابی معادلات ساختاری با نرم‌افزارهای SPSS نسخۀ ۲۶ و AMOS نسخۀ ۲۴ تحلیل شد. رعایت ملاحظات اخلاقی شامل اصل رازداری، محرمانه ماندن اطلاعات و اخذ رضایت آگاهانه در تمام مراحل اجرا لحاظ گردید.

یافته‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌ها

در این بخش ابتدا یافته‌های توصیقیِ مربوط به نرمال ‌بودن داده‌ها و شاخص‌های مرکزی و پراکندگی متغیرها ارائه می‌شود. سپس، پیش‌فرض‌های مدل‌یابی معادلات ساختاری شامل بررسی همخطی چندگانه و کفایت حجم نمونه مورد ارزیابی قرار می‌گیرد. در ادامه، پایایی و روایی ابزارهای اندازه‌گیری با استفاده از آلفای کرونباخ، پایایی ترکیبی، تحلیل عاملی اکتشافی و تأییدی گزارش می‌شود. در نهایت، نتایج حاصل از مدل ساختاری شامل اثرات مستقیم، غیرمستقیم و نقش میانجی سواد عاطفی ارائه می‌گردد.

بررسی نرمال ‌بودن توزیع داده‌ها

به منظور بررسی نرمال ‌بودن توزیع متغیرهای اصلی پژوهش، از شاخص‌های چولگی و کشیدگی استفاده شد. نتایج این بررسی در جدول 1 ارائه شده است.

مقادیر چولگی و کشیدگی تمامی متغیرها در بازۀ قابل‌قبول (2± تا 2±) قرار دارد که نشان‌دهندۀ نرمال ‌بودن تقریبی توزیع داده‌ها و امکان استفاده از روش‌های پارامتریک است.

بررسی همخطی چندگانه

پیش از اجرای مدل‌یابی معادلات ساختاری، وجود همخطی چندگانه بین متغیرهای پیش‌بین با استفاده از شاخص‌های عامل تورم واریانس (VIF) و تحمل (Tolerance) بررسی شد. نتایج در جدول 2 گزارش شده است.

مقادیر VIF کمتر از 2 و Tolerance بالاتر از 1/0 نشان می‌دهد که همخطی چندگانۀ مسئله‌سازی در داده‌ها وجود ندارد.

کفایت حجم نمونه برای مدل‌یابی معادلات ساختاری

برای اطمینان از کفایت حجم نمونه (384 نفر) جهت اجرای SEM، آن را با معیارهای روش‌شناختی مقایسه کرده‌ایم (جدول 3).

حجم نمونه ۳۸۴ نفر از حداقل توصیه‌شده فراتر بوده و برای آزمون مدل ساختاری کافی است.

پایایی درونی مقیاس‌ها (آلفای کرونباخ و پایایی ترکیبی)

پایایی ابزارها با دو شاخص آلفای کرونباخ و پایایی ترکیبی (CR) بررسی شد. برای بررسی پایایی ابزارهای پژوهش، دو شاخص آلفای کرونباخ و پایایی ترکیبی (CR) محاسبه گردید. نتایج نشان داد که پرسش‌نامۀ تاب‌آوری کانر-دیویدسون با ۲۵ گویه دارای ضریب آلفای کرونباخ 93/0 بود. پرسش‌نامۀ سواد عاطفی بار-آن (نسخۀ اصلاح‌شده) با ۹۰ گویه ضریب آلفای کرونباخ 89/0 را به دست داد. همچنین پرسش‌نامۀ محقق‌ساختۀ مهارت‌های حرفه‌ای معلمان با ۳۵ گویه ضریب آلفای کرونباخ 87/0 را نشان داد. تمامی این ضرایب بالاتر از حد آستانه 70/0 هستند که حاکی از پایایی مطلوب ابزارهاست.

در بررسی پایایی ترکیبی(CR)، سازۀ تاب‌آوری با ضریب بیشتر از 90/0 در وضعیت «بسیار مطلوب» قرار داشت. سازه‌های سواد عاطفی و مهارت‌های حرفه‌ای معلمان نیز هر یک با ضریب بیشتر از 80/0 در وضعیت «مطلوب» ارزیابی شدند. به‌طور کلی، هر دو شاخص پایایی نشان دادند که ابزارهای مورد‌استفاده در این پژوهش از همسانی درونی قابل‌قبولی برخوردار هستند.

تحلیل عاملی اکتشافی (EFA) پرسش‌نامۀ محقق‌ساخته

به منظور بررسی ساختار عاملی پرسش‌نامه‌های محقق‌ساخته، تحلیل عاملی اکتشافی با روش مؤلفه‌های اصلی و چرخش واریماکس انجام شد. پیش از اجرای تحلیل، کفایت داده‌ها با استفاده از شاخص KMO و آزمون کرویت بارتلت مورد ارزیابی قرار گرفت. مقدار KMO برابر با 89/0 به دست آمد که نشان‌دهندۀ «بسیار مطلوب» بودن داده‌ها برای تحلیل عاملی است. همچنین آزمون بارتلت در سطح معناداری کوچک‌تر از 001/0 معنادار بود که بیانگر مناسب بودن ماتریس همبستگی برای انجام تحلیل عاملی اکتشافی می‌باشد.

نتایج تحلیل عاملی اکتشافی نشان داد که پرسش‌نامۀ عوامل زمینه‌ساز برنامه‌ریزی درسی تاب‌آور دارای سه عامل اصلی است: عوامل فردی، عوامل سازمانی و عوامل برنامه‌ای. همچنین پرسش‌نامۀ مهارت‌های حرفه‌ای معلمان دارای پنج عامل اصلی بود که عبارتند از: مهارت‌های تصمیم‌گیری حرفه‌ای، مهارت‌های حل‌مسئلۀ آموزشی، مهارت‌های ارتباط مؤثر، مهارت‌های مدیریت کلاس و موقعیت‌های تنش‌زا، و مهارت‌های قضاوت حرفه‌ای و انعطاف‌پذیری در عمل.

همۀ گویه‌ها دارای بار عاملی بالاتر از 40/0 بودند و هیچ بارگذاری دوگانۀ معناداری مشاهده نشد که بیانگر ساختار عاملی واضح و قابل‌قبول برای هر دو پرسش‌نامه است.

تحلیل عاملی تأییدی (CFA) سازه‌های پژوهش

مدل اندازه‌گیری پژوهش با استفاده از نرم‌افزار AMOS و روش حداکثر درست‌نمایی مورد ارزیابی قرار گرفت. شاخص‌های برازش، روایی همگرا و واگرا در جدول 4 و جدول 5 خلاصه شده است.

از آنجا که جذر AVE هر سازه از حداکثر همبستگی آن با سایر سازه‌ها بزرگ‌تر است، روایی واگرا تأیید می‌شود.

برازش مدل اندازه‌گیری پژوهش

شاخص‌های برازش مدل اندازه‌گیری در جدول ۶ ارائه شده است.

همۀ شاخص‌ها در محدودۀ قابل‌قبول قرار دارند که نشان‌دهندۀ برازش خوب مدل اندازه‌گیری است.

تحلیل مدل ساختاری و آزمون فرضیه‌های پژوهش

در این بخش، اثرات مستقیم و غیرمستقیم متغیرها به همراه نقش میانجی سواد عاطفی مورد آزمون قرار گرفته است.

اثر مستقیم عوامل زمینه‌ساز بر مهارت‌های حرفه‌ای، سواد عاطفی و مهارت‌های حرفه‌ای

نتایج حاصل از برآورد مسیر مستقیم در جدول 7 گزارش شده است.

آزمون نقش میانجی سواد عاطفی (بوت‌استرپ)

برای آزمون معناداری اثر غیرمستقیم از روش بوت‌استرپ با ۵۰۰۰ نمونۀ بازنمونه‌گیری در AMOS استفاده شد. نتایج در جدول 8 ارائه شده است.

از آنجا که فاصله اطمینان شامل صفر نیست، نقش میانجی سواد عاطفی تأیید می‌شود.

تحلیل اثرات مستقیم، غیرمستقیم و کل

در جدول 9 خلاصۀ اثرات مستقیم، غیرمستقیم و کل ارائه شده است.

بحث و نتیجه‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌‌گیری

پژوهش حاضر با هدف تدوین مدل برنامه‌ریزی درسی تاب‌آور و بررسی نقش میانجی سواد عاطفی در ارتقای مهارت‌های حرفه‌ای معلمان ابتدایی شهر کرمان انجام شد. در این بخش، نتایج حاصل از آزمون فرضیه‌ها به تفکیک تفسیر و با استناد به مبانی نظری و یافته‌های پژوهش‌های پیشین مورد بحث قرار می‌گیرد.

در فرضیۀ اول یافته‌های مدل ساختاری نشان داد که عوامل زمینه‌ساز اثر مثبت و معناداری بر مهارت‌های حرفه‌ای معلمان دارند. این یافته با نتایج پژوهش‌ موسوی (۱۴۰۲) که بر نقش زیرساخت‌های آموزشی در بهبود عملکرد معلمان تأکید داشتند، همسو است. برخلاف انتظار اولیه، یافته‌های مدل ساختاری نشان داد که عوامل سازمانی در مقایسه با عوامل فردی وزن بیشتری در پیش‌بینی برنامه‌ریزی درسی تاب‌آور دارند. شاید بتوان این تفاوت را به ساختار متمرکز نظام آموزشی ایران نسبت داد که معلمان برای اجرای برنامه‌های درسی تاب‌آور بیش از هر چیز به حمایت مدیریت مدرسه و منابع سازمانی نیاز دارند. اما جالب‌تر آنکه اثر غیرمستقیم سواد عاطفی تقریباً به اندازۀ اثر مستقیم عوامل زمینه‌ساز بر مهارت‌های حرفه‌ای است. این یعنی توانایی معلمان در درک و تنظیم هیجانات، به‌تنهایی به اندازۀ کل عوامل ساختاری اهمیت دارد. چنین یافته‌ای تا حدی بدیع است، زیرا پژوهش‌های پیشین (Smith & Lawrence Sharmila, 2019) معمولاً نقش سواد عاطفی را فقط در حوزۀ سلامت روان معلمان بررسی کرده‌اند، نه در برنامه‌ریزی درسی. در مجموع، به نظر می‌رسد هرگونه بازنگری در برنامه‌های تربیت معلم ابتدایی باید واحدهایی را به پرورش سواد عاطفی اختصاص دهد – نه به‌عنوان یک درس حاشیه‌ای، بلکه به‌عنوان ستون اصلی توانمندسازی حرفه‌ای.

در فرضیۀ دوم نتایج نشان داد که عوامل زمینه‌ساز (به‌ویژه عوامل سازمانی و فردی) پیش‌بین معناداری برای سواد عاطفی معلمان هستند. این یافته با پژوهش‌های زین‌آبادی و خبره (1398) و وفا و همکاران (1393)، که به تأثیر محیط مدرسه بر سلامت روان و توانمندی عاطفی معلمان پرداخته بودند، همسو است. در تبیین این یافته می‌توان بر اساس نظریۀ هوش هیجانی بار-آن (Bar-On, 1997)  گفت که سواد عاطفی یک ویژگی کاملاً ایستا و ذاتی نیست، بلکه در تعامل با بستر سازمانی رشد می‌کند. وقتی معلم در محیطی فعالیت می‌کند که فرهنگ آن بر اعتماد و حمایت مبتنی است و برنامۀ درسی به او اجازه خلاقیت می‌دهد، مؤلفه‌هایی مانند «خودآگاهی هیجانی»، «همدلی» و «مهارت‌های اجتماعی» او تقویت می‌شود. در میان ابعاد سواد عاطفی، بیشترین تأثیر عوامل زمینه‌ساز بر بُعد «تنظیم هیجانی» مشاهده شد که نشان می‌دهد حمایت‌های سازمانی به معلمان کمک می‌کند تا هیجانات خود را در موقعیت‌های دشوار بهتر مدیریت کنند.

در فرضیۀ سوم یافته‌ها نشان داد که سواد عاطفی اثری مثبت و قوی بر مهارت‌های حرفه‌ای دارد. این نتیجه با پژوهش‌های وانگ و وانگ (2023) و براکت و همکاران (2023) که بر اهمیت هوش عاطفی در ارتقای کیفیت تدریس تأکید داشتند، همسویی بالایی دارد. همچنین با یافته‌های محمدی و همکاران (۱۴۰۱) و دژبان (۱۳۹۸)، که سواد عاطفی را پیشران تاب‌آوری و کنش حرفه‌ای می‌دانستند، همخوان است. در تبیین این نتیجه می‌توان بر اساس مدل کلاس درس همدلانۀ جنیگز و گرینبرگ (Jennings & Greenberg, 2009)  گفت که سواد عاطفی مانند یک «مبدل انرژی» عمل می‌کند؛ معلمانی که از سطح بالایی از سواد عاطفی برخوردارند بهتر می‌توانند روابط مثبت با دانش‌آموزان برقرار کنند، محیط یادگیری ایمن ایجاد کنند و در مواجهه با چالش‌های رفتاری و عاطفیِ کلاس واکنش‌های حرفه‌ای و سازنده (به‌جای واکنش‌های هیجانی) نشان دهند. بررسی ابعاد نشان داد که بُعد «همدلی» بیشترین تأثیر را بر مهارت «ارتباط مؤثر با دانش‌آموزان» دارد و بُعد «تنظیم هیجانی» قوی‌ترین پیش‌بین برای مهارت «مدیریت کلاس و موقعیت‌های تنش‌زا» است.

همچنین نقش میانجی سواد عاطفی مورد تأیید قرار گرفت. اثر مستقیم عوامل زمینه‌ساز بر مهارت‌های حرفه‌ای (28/0) در مقابل اثر غیرمستقیم از طریق سواد عاطفی (32/0) قرار گرفت که بزرگ‌تر و معنادار بود. این یافته با نتایج پژوهش‌های براکت و همکاران (2023) و لو و همکاران (2024)، که بر نقش واسطه‌ایِ هوش هیجانی در رابطۀ بین حمایت سازمانی و عملکرد شغلی تأکید داشتند، همسو است. در تبیین این نتیجه می‌توان بر اساس نظریۀ شناخت اجتماعی بندورا و مدل خودکارآمدی معلمان گفت که حمایت‌های سازمانی و برنامه‌ای ابتدا باید در روان و عواطف معلم درونی شوند تا بتوانند به رفتارهای حرفه‌ای پایدار تبدیل گردند. به عبارت دیگر، سواد عاطفی، به‌عنوان یک ظرفیت درونی، تعیین می‌کند که منابع بیرونی (عوامل زمینه‌ساز) تا چه حد به بهبود عملکرد حرفه‌ای منجر شوند. عدم وجود ناهمسویی در این یافته با پژوهش‌های معتبر داخلی و خارجی نشان‌دهندۀ استحکام نظری مدل پیشنهادی است.

مدل مفهومی نهایی پژوهش برآمده از تلفیق نظام‌مند یافته‌های مرحلۀ کیفی، چارچوب‌های نظری مرتبط با تاب‌آوری آموزشی (Masten, 2001) و شایستگی‌های عاطفی (Bar-On, 1997; Goleman, 1995) و آزمون تجربی روابط در قالب SEM است. شاخص‌های برازش مدل (058/0RMSEA=، ۹۳/۰(CFI =  نشان داد که مدل از برازش مطلوبی برخوردار است. قوی‌ترین مسیر مدل، سواد عاطفی → مهارت‌های حرفه‌ای (61/0) است که نشان می‌دهد متغیرهای عاطفی، هستۀ مرکزی کنش حرفه‌ای معلمان ابتدایی را شکل می‌دهند. اثر کل عوامل زمینه‌ساز بر مهارت‌های حرفه‌ای برابر با 60/0 به ‌دست آمد که نشان‌دهندۀ نقش تعیین‌کنندۀ این سازه در کنار سواد عاطفی است.

نوآوری اصلی پژوهش حاضر در سه جنبه قابل‌شناسایی است که آن را از مطالعات پیشین متمایز می‌سازد، به غنای دانش موجود در حوزۀ برنامه‌ریزی درسی می‌افزاید و به توسعۀ حرفه‌ای معلمان کمک می‌کند. نخست، در حالی که بیشتر مطالعات پیشین به بررسی مجزای تاب‌آوری، سواد عاطفی یا مهارت‌های حرفه‌ای معلمان پرداخته‌اند، این پژوهش برای نخستین بار در بافت آموزش ابتدایی ایران مدلی علّی ارائه می‌دهد که روابط هم‌زمانِ میان عوامل زمینه‌ساز برنامه‌ریزی درسی، سواد عاطفی و مهارت‌های حرفه‌ای را تبیین می‌کند. دوم، برخلاف پژوهش‌هایی که عمدتاً بر متغیرهای شناختی یا رفتاری متمرکز بوده‌اند، این تحقیق نقش میانجی‌گری غالب سواد عاطفی را نشان داد و ثابت کرد که بدون توجه به شایستگی‌های عاطفی معلمان حتی مؤثرترین اصلاحات ساختاری و برنامه‌ای نیز اثربخشی محدودی خواهند داشت. سوم، این پژوهش با تأکید بر ابعاد پنج‌گانۀ مهارت‌های حرفه‌ای (تصمیم‌گیری، حل‌مسئله، ارتباط مؤثر، مدیریت تنش، انعطاف‌پذیری) و سه سطح عوامل زمینه‌ساز (فردی، سازمانی، برنامه‌ای)، چارچوبی یکپارچه و کاربردی برای طراحان برنامه‌های درسی و سیاست‌گذاران آموزشی فراهم می‌کند. این یافته‌ها دیدگاه‌های خطی و تک‌بعدی به توسعۀ حرفه‌ای معلمان را به چالش می‌کشد و بر ضرورت رویکردی چندبعدی و انسان‌محور تأکید می‌نماید.

پژوهش حاضر با موفقیت مدلی را تدوین کرد که در آن سواد عاطفی، به‌عنوان متغیر میانجی، رابطۀ بین عوامل زمینه‌ساز برنامه‌ریزی درسی تاب‌آور و مهارت‌های حرفه‌ای معلمان ابتدایی را تبیین می‌کند. توسعۀ حرفه‌ای معلمان ابتدایی فرایندی چندبعدی است که در آن اصلاحات ساختاری و برنامه‌ای تنها در صورتی به کنش حرفه‌ایِ اثربخش منجر می‌شوند که با تقویت شایستگی‌های درونی معلمان (به‌ویژه سواد عاطفی) همراه باشند. سواد عاطفی به‌عنوان «مبدل درونی»، سازوکار مرکزی و حلقۀ اتصال میان عوامل زمینه‌ساز و مهارت‌های حرفه‌ای عمل می‌کند. بدون این سازوکار حتی مناسب‌ترین بسترهای برنامه‌درسی و سازمانی نیز اثربخشی محدودی خواهند داشت. دستاورد نظری اصلی پژوهش در این نکته نهفته است که تاب‌آوری آموزشی فرایندی روان‌شناختی-آموزشی است که در سطح سواد عاطفی معلمان معنا می‌یابد. قابلیت تعمیم‌پذیری نتایج به جامعۀ معلمان ابتدایی شهرهای بزرگ ایران با احتیاط و با در نظر گرفتن محدودیت‌های ذیل امکان‌پذیر است.

محدودیت‌های پژوهش شامل موارد زیر می‌شود: بخش کمّی پژوهش مبتنی بر داده‌های مقطعی است؛ از این رو تفسیر روابط علّی باید با احتیاط صورت گیرد. امکان وجود روابط معکوس (مثلاً تأثیر مهارت‌های حرفه‌ای بر سواد عاطفی) را نمی‌توان به‌طور قطع رد کرد. همچنین استفاده از پرسش‌نامه‌های خودگزارشی ممکن است تحت تأثیر تمایلات پاسخ‌دهی (مانند بزرگ‌نمایی یا اغماض) قرار گرفته باشد؛ هرچند استفاده از ابزارهای معتبر و تحلیل‌های عاملی تأییدی، این محدودیت را تا حد زیادی کنترل کرده است.

همچنین، بر اساس نتایج فوق پیشنهادات زیر ارائه می شود: سیاست‌گذاران آموزشی باید در تدوین آیین‌نامه‌های رتبه‌بندی معلمان علاوه بر معیارهای کمّی (مانند تعداد مقالات و ساعات تدریس)، شاخص‌های کیفی مانند «توانایی حل‌مسئلۀ آموزشی» و «انعطاف‌پذیری در مواجهه با تغییرات ناگهانی برنامۀ درسی» را نیز لحاظ کنند. مدیران مدارس ابتدایی به‌جای تأکیدِ صرف بر بازخورد کنترل‌گرانه، «جلسات هم‌اندیشی حرفه‌ای» را با محوریت تبادل تجربه‌های موفق در مدیریت موقعیت‌های تنش‌زا راه‌اندازی کنند. برنامه‌های درسی تربیت معلم (دانشگاه فرهنگیان) باید شامل دروس عملی با عناوینی مانند «تنظیم هیجانی در کلاس درس»، «ارتباط همدلانه با دانش‌آموز و اولیا» و «مدیریت تعارضات بین‌فردی» شود. آموزش‌های ضمن خدمت به‌جای قالب سخنرانی، به سمت شبیه‌سازی موقعیت‌های عاطفی چالش‌برانگیز (مانند برخورد با دانش‌آموز پرخاشگر یا والدین معترض) و تمرین راهبردهای مبتنی بر سواد عاطفی حرکت کند. در نظام ارزشیابی صلاحیت‌های حرفه‌ای معلمان، پرسش‌نامه‌های استاندارد سواد عاطفی (مانند (EQ-i به‌عنوان بخشی از ابزارهای سنجش اولیه و دوره‌ای به کار گرفته شود. برای معلمانی که در مؤلفه‌های «همدلی» و «تنظیم هیجانی» نمرات پایینی کسب می‌کنند، برنامه‌های مداخله‌ایِ متمرکز بر هوش هیجانی (حداقل ۸ جلسۀ ۹۰‌دقیقه‌ای) توسط مراکز مشاورۀ آموزش و پرورش طراحی و اجرا گردد. در اسناد بالادستی تحول آموزش و پرورش (مانند سند تحول بنیادین)، «شایستگی عاطفی-اجتماعی معلم» به‌عنوان یکی از شاخص‌های اصلی «معلم تراز انقلاب اسلامی» صراحتاً تعریف شود.

مشارکت نویسندگان

تمامی بخش‌های این مقاله توسط نویسنده تنظیم و تدوین شده است.

تشکر و قدردانی

بدین وسیله از تمامی معلمان و مدیران مدارس ابتدایی شهر کرمان که با وجود مشغله‌های فراوان در این پژوهش همکاری صمیمانه داشتند سپاسگزاری می‌شود. همچنین از کارشناسان اداره‌کل آموزش و پرورش استان کرمان که تسهیل‌گر فرایند اجرا بودند تشکر و قدردانی می‌گردد.

تعارض منافع

تعارض منافعی در این مطالعه وجود ندارد.

[1]. Connor-Davidson Resilience Scale (CD-RISC)

[2]. Bar-On Emotional Quotient Inventory (EQ-i)