مقدمه
سازمان آموزشوپرورش مسئولیت تربیت نیروی انسانی کارآمد را بر عهده دارد، چراکه این امر از ارکان اساسی پیشرفت جوامع به شمار میرود. دستیابی به این هدف مستلزم ارتقای شایستگیهای حرفهای معلمان است. معلمان بهعنوان عناصر کلیدی نظام آموزشی، باید همواره فرصت توسعه مهارتها و توانمندیهای خود را داشته باشند تا بتوانند بهعنوان الگوهایی الهامبخش ایفای نقش کنند (رملی و همکاران، 2020؛ روهمان و همکاران، 2022، 2023). نقش معلمان در تحقق اهداف مدرسه بهعنوان یک نهاد آموزشی بسیار حائز اهمیت است. در این راستا، همانند سایر سازمانها، مدارس نیز نیازمند مشارکت داوطلبانه معلمان در فعالیتهایی هستند که فراتر از وظایف رسمی آنها تعریف میشود. اینگونه اقدامات در ادبیات پژوهش تحت عنوان رفتارهای شهروندی سازمانی شناخته میشوند (سولتون ، 2023). اهمیت این رفتارها صرفاً به محیط حرفهای معلمان در مدرسه محدود نمیشود، بلکه برای معلمان پیش از خدمت در فضای دانشگاهی و در میان دانشجو معلمان نیز، رفتارهای مشابهی با عنوان رفتارهای شهروندی تحصیلی موردتوجه پژوهشگران قرارگرفتهاند (مکفارلین و برگ ، 2018).
پژوهشگران، رفتارهای شهروندی تحصیلی را مجموعهای از نگرشها و فعالیتهایی میدانند که به خدمات داخلی و خارجی مرتبط هستند و از زیرساختهای زندگی تحصیلی و نیز مأموریت گستردهتر شهروندی در دانشگاه پشتیبانی میکنند (مکفارلین و برگ، 2018). این رفتارها شامل اقداماتی مانند تدریس، پژوهش، نظارت بر دانشجویان، خدمت در دانشگاه و کمیتههای خارجی، ایفای نقشهای رهبری و مدیریتی در ساختار دانشگاهی، داوری علمی برای مجلات دانشگاهی یا نهادهای تأمین مالی، فعالیت بهعنوان ممتحن یا ناظر خارجی و همچنین سازماندهی همایش برای انجمنهای حرفهای یا علمی میشود (مکفارلین و برگ، 2018).
شواهد نشان میدهد که رفتارهای شهروندی نقش مؤثری در پیشگیری از بیصداقتی و خشونت در میان فراگیران و نیز بهبود عملکرد تحصیلی آنان دارند (واندیک و همکاران ، 2005). اهمیت این رفتارها در ایجاد فضای مثبت، افزایش رضایت، ارتقای عملکرد و اثربخشی نظام آموزشی است (آریانی ، 2013). باوجود اهمیت این موضوع، رفتارهای شهروندی تحصیلی هنوز بهطور گسترده بررسی نشدهاند، هرچند یافتهها نشان میدهد که کارکردی مشابه با رفتار شهروندی سازمانی دارند (گور و همکاران ، 2012). در زمره عوامل تأثیرگذار بر رفتارهای شهروندی برخی مطالعات اخیر به نقش سرمایههای انسانی پرداختهاند (بوگلر و سومچ ، 2021؛ خلیفت و همکاران ، 2021). در این راستا، بوردیو (1984؛ به نقل از شریفی اردانی و خرمائی، 1401) سه نوع سرمایه انسانی شامل سرمایه اقتصادی، اجتماعی و فرهنگی را معرفی میکند.
سرمایه اقتصادی میتواند مستقیماً به پول تبدیل شود و میتواند در درآمد و ثروت خانواده تجلی یابد و بهمنظور انعکاس ماهیت تجمعی شرایط اقتصادی یک خانواده بهجای درآمد گسسته یکساله، برخی از محققان استدلال میکنند که ثروت که بهعنوان کل داراییها بهجای درآمد سالانه تعریف میشود، برای درک مفهوم سرمایه اقتصادی مناسبتر است (را ،2014). برخی از محققان سرمایه اقتصادی را ارزیابی فرد از وضعیت و کیفیت داشتههای خود به لحاظ داراییهای اقتصادی میدانند، نهفقط میزان دارایی و سرمایه مالی فرد. در این تعریف سرمایه اقتصادی ذهنی است تا عینی و بیشتر وابسته به قضاوت فرد در مورد وضعیت اقتصادی خویش است (شریفی اردانی، اثنان عشریه و همکاران، 1401). از سویی پژوهشها بر نقش وضعیت اجتماعی-اقتصادی بهعنوان یکی از بافتهای مهم تأثیرگذار بر رشد انسان تأکیددارند (شریفی اردانی و خرمایی، 1401؛ هوسوکاوا و کاتسورا ، 2017؛ کاسم و هوتاگالونگ ، 2020). سرمایه اقتصادی در پژوهش حاضر بهعنوان یکی از عوامل مؤثر بر رفتار شهروندی تحصیلی در نظر گرفته میشود.
یکی دیگر از سرمایههای انسانی که بوردیو (1984؛ به نقل از شریفی اردانی و خرمائی، 1401) مطرح کرده، سرمایه اجتماعی است که شامل اعتماد، هنجارها و شبکههایی میشود که ارتباطی سازگارانه میان افراد ایجاد میکنند (پاتنام، 2000). در همین راستا، سرمایه اجتماعی خانواده نیز که از نظریه بوردیو الهام گرفته و نخستین بار توسط کلمن (1990) معرفیشده، به روابط درون و بیرون خانواده اشاره دارد. روابط درون خانواده شامل زمانی است که والدین با فرزندان تعامل دارند و روابط بیرونی به تعامل اعضای خانواده با جامعهای گستردهتر مانند خویشاوندان، همسایگان و مدرسه مربوط میشود (کلمن، 1990). پژوهشهای اخیر نیز نقش سرمایه اجتماعی را در حوزههایی چون سلامت (ماگرو مونتانس و همکاران ، 2024؛ دوه-لئونگ و همکاران ، 2021)، تابآوری نوجوانان (راوا، هوتز و هالفون ، 2023) و حتی سلامت دهان و دندان (کنورست و همکاران ، 2022) برجسته کردند. در ایران نیز، پژوهشگران به نقش سرمایه اجتماعی خانواده در والدگری اشاره کردند (شریفی اردانی و خرمایی، 1401؛ شریفی اردانی، اثنان عشریه و همکاران، 1401 و شریفی اردانی، یاوری و همکاران، 1402). برخی از پژوهشها نیز به نقش سرمایه اجتماعی در رفتارهای شهروندی پرداختهاند (بوگلر و سومچ، 2021؛ خلیفت و همکاران، 2021 و رویز-پالومینو و همکاران ،2023)؛ بنابراین در پژوهش حاضر سرمایه اجتماعی بهعنوان یکی از عوامل زمینهساز در شکلگیری رفتار شهروندی تحصیلی موردتوجه قرار گرفت.
از دیگر اشکال سرمایه انسانی که در بازتولید پدیدههای اجتماعی نقش دارد، سرمایه فرهنگی است (بوردیو، 1984؛؛ به نقل از شریفی اردانی و خرمائی، 1401). این سرمایه نقشی ظریف اما مؤثر در تعیین موقعیت اجتماعی افراد ایفا میکند (بوگرا، واتسون و وِنتریگلیو ، 2020). سرمایه فرهنگی سه مؤلفه دارد: عینیتیافته (نمودهای عینی چون کتابها، آثار هنری، موسیقی و سایر کالاهای فرهنگی)، ذهنیتیافته (زبان، اعمال و ترجیحات فرهنگی) و نهادینهشده (مدارک و مدارج تحصیلی) (شریفی اردانی و خرمایی، 1401). پژوهشها نقش مهم سرمایه فرهنگی را در رشد جوامع (هیل و همکاران ، 2023) و توسعه صلاحیتهای آموزش عالی در سطح بینالمللی (تِنگ و کوزیر ، 2024؛ فِنگ و تان ، 2024) تأیید کردهاند. همچنین، مطالعات اخیر نشان دادهاند که سه نوع سرمایه انسانی—اقتصادی، اجتماعی و فرهنگی—قابلیت تکمیل یکدیگر را داشته و میتوانند به بهبود کیفیت زندگی فردی (زوگراوو-سویلیتا و همکاران ، 2021؛ کیزوس و همکاران ، 2018 و فنگ و تان، 2024)، رضایت زناشویی (آبداری تفتی، تولائی و شریفی اردانی، 1402) و سبکهای فرزندپروری (شریفی اردانی و خرمایی، 1401؛ شریفی اردانی و همکاران، 1401 و 1402؛ آبداری تفتی و همکاران، 1402) منجر شوند. با توجه به این یافتهها، میتوان فرض کرد که سرمایههای انسانی بر رفتارهای شهروندی تحصیلی نیز تأثیرگذار هستند؛ چراکه هر یک از این سرمایهها بستری متفاوت برای بروز یا کاهش این رفتارها فراهم میکنند.
با توجه به مطالب بیانشده، به نظر میرسد سرمایههای انسانی میتوانند بر رفتارهای شهروندی تأثیرگذار باشند و یافتههای پژوهشها نیز از این موضوع حمایت میکنند (پایدار و صالحی، 1396؛ باسو، پرادان و تواری، 2017)؛ بنابراین، میتوان چنین فرض کرد که این سرمایهها بر رفتارهای شهروندی تحصیلی نیز مؤثرند؛ چراکه هر نوع سرمایه انسانی میتواند زمینهها و شرایطی را فراهم کند که موجب رشد یا کاهش این رفتارها شود؛ اما پرسش اساسی این است که این سرمایههای انسانی از چه طریقی به بروز رفتارهای شهروندی در افراد منجر میشوند؟ محققان یکی از مسیرهای احتمالی را ویژگیهای فردی و شخصیتی میدانند (پلتزر ، 2021؛ کالارگیرو، ساندار و جهانی ، 2023 و رولین و استروناخ، 2022).
زتلر و همکاران (۲۰۲۰) در فرا تحلیلی نشان دادند ویژگیهای برونگرایی، وظیفهشناسی، صداقت-فروتنی، گشودگی به تجربه و توافق پذیری از مدل شخصیتی هگزاکو ، با رفتار شهروندی سازمانی همبستگی مثبت با اندازه بین 11/0 تا 20/0 دارند. در فراتحلیلی دیگر پلتزر (2021) نشان داد این همبستگی در سطح قویتری با اندازه بین 20/0 تا 32/0 نشان دادهاند. پژوهشهای اخیر دیگری نیز نشان دادند ویژگیهای شخصیتی میتوانند با رفتار شهروندی سازمانی ارتباط داشته باشند که میتوان به پژوهشهای رولین و استروناخ (2022) و کالارگیرو، ساندار و جهانی (2023) اشاره کرد.
منش اخلاقی ازجمله سازههای شخصیتی است که اخیراً موردتوجه پژوهشگران قرارگرفته است (هلزر، کوهن، کیم، ایوریو و وافین، 2024 و خرمائی و قائمی، 1397). کوهن و مورس (2014) در ارتباط با منشهای اخلاقی تأکید میکنند که رفتار اخلاقی تحت تأثیر هر دو عامل شخصیتی و موقعیتی قرار دارد و این دو در تعامل با یکدیگر عمل میکنند، بدون آنکه یکی بر دیگری برتری داشته باشد. بهطورکلی، اخلاق در بستر روابط اجتماعی معنا پیدا میکند و به استانداردهای رفتار درست و نادرست اشاره دارد. در تعریفی دیگر، خرمائی و قائمی (1397) منش اخلاقی را شبکهای از صفات نسبتاً پایدار و سازمانیافته میدانند که ارزشهای فرهنگی در آنها نهادینهشده و در تعامل با موقعیت، بر شناخت، هیجان و رفتار فرد اثر میگذارند. به باور آنان، دارنده این صفات در یک فرهنگ میتواند اخلاقگرا یا اخلاق گریز تلقی شود. آنها در پژوهشی، هشت نوع منش اخلاقی را شناسایی کردهاند: آدابگرا (مبتنی بر مراقبت و احترام به دیگران)؛ وظیفهگرا (بر اساس تعهدات فردی)؛ پارسایانه (دارای ارزشهای دینی)؛ بخشش گرا (چشمپوشی از خطای دیگران)؛ صداقت گرا (بر مبنای درستکاری و نفی فریب)؛ تبعیتگرا (نفی رفتارهای آسیبزننده به دیگران)؛ حساسیتگرا (توجه به منافع عمومی)؛ وارستگیگرا (نفی نگرانی نسبت به از دست دادن قدرت و موقعیت) (شریفی اردانی و خرمایی، 1401). ناروز و لاپسلی (2009) نیز تأکید دارند که منشهای اخلاقی در خلأ شکل نمیگیرند و تحت تأثیر ویژگیهای بافت اجتماعی–اقتصادی رشد مییابند؛ بنابراین در پژوهش حاضر فرض میشود که سرمایههای انسانی بهعنوان بافت اقتصادی، اجتماعی و فرهنگی است که میتواند منشهای اخلاقی را تحت تأثیر خود قرار دهد. از سویی دیگر تا امروز، بیشتر پژوهشهای روانشناختی درباره منش اخلاقی بر این موضوع متمرکز بودهاند که افراد با سطوح بالاترِ منش اخلاقی، چگونه در مسائل اخلاقی متفاوت از دیگران میاندیشند و رفتار میکنند (کوهن و همکاران، ۲۰۲۲؛ هلزر، کوهن و کیم، ۲۰۲۳). پژوهشهای پیشین در بین دانشجویان مدیریت (هلزر، کوهن و کیم، ۲۰۲۳)، در بین وکلا (کوهن و همکاران، ۲۰۲۲) و کارمندان در سراسر ایالاتمتحده (کوهن، پانتر و همکاران، ۲۰۱۴) نشان دادهاند که منشهای اخلاقی با شناخت اخلاقی بهتر، قابلاعتماد بودن و تصمیمگیری اخلاقیتر مرتبط هستند. شواهد پژوهشی نشان میدهد که افراد با سطوح بالاتر منشهای اخلاقی دارای سطح بالاتری از رفتارهای مثبت سازمانی هستند (لموین و همکاران ، ۲۰۱۹؛ مور و همکاران ، ۲۰۱۹)؛ بنابراین در پژوهش حاضر فرض میشود منشهای اخلاقی نیز میتواند زمینهساز بروز رفتارهای شهروندی تحصیلی در بین دانشجو معلمان باشند.
بهطورکلی، بررسیها نشان میدهند که رفتارهای شهروندی میتوانند از بروز رفتارهای آسیبزای تحصیلی نظیر عدم صداقت و خشونت در میان فراگیران جلوگیری کرده و موجب بهبود عملکرد علمی شوند (واندیک و همکاران ، 2005). بااینحال، بررسیها نشان میدهند که تاکنون پژوهشی در شکل مدل علّی، نقش همزمان عوامل بافتی نظیر سرمایههای انسانی (اقتصادی، اجتماعی و فرهنگی) و عوامل فردی مانند منشهای اخلاقی را در پیشبینی رفتارهای شهروندی تحصیلی بررسی نکرده است. بر همین اساس، هدف پژوهش حاضر بررسی نقش سرمایههای انسانی و منش اخلاقی در تبیین رفتارهای شهروندی تحصیلی دانشجو معلمان است و در این پژوهش، بر نقش میانجی منش اخلاقی بهعنوان حلقه انتقالدهنده اثرات زمینهای بر رفتار تأکید شده است. مدل مفهومی پژوهش در شکل (1) ارائهشده است.
شکل 1.مدل مفهومی پژوهش
روش
پژوهش حاضر از حیث هدف، بنیادی و ازنظر روش، توصیفی–همبستگی از نوع مدلسازی معادلات ساختاری (SEM) است.
جامعه آماری شامل کلیه دانشجو معلمان شاغل به تحصیل در پردیسهای برادران و خواهران دانشگاه فرهنگیان استان یزد در سال تحصیلی ۱۴۰۳–۱۴۰۲ بود که تعداد آنان ۲۴۲۵ نفر (۱۲۰۴ دختر و ۱۲۲۱ پسر) گزارش شد. حجم نمونه با توجه به دیدگاه کلین (2023) بر اساس تعداد پارامترهای اندازهگیری شده در مدل به ازای هر پارامتر اندازهگیری شده در مدل بین 10 تا ۲۰ مشارکتکننده انتخاب میشوند و اینکه درهرصورت حجم نمونه نباید کمتر از 200 نفر باشند، ۳۶۰ نفر (۱۸۰ دختر و ۱۸۰ پسر) در نظر گرفته شد. نمونهگیری به روش تصادفی خوشهای چندمرحلهای انجام گرفت. بدین منظور، از میان ۱۰ دانشکده موجود در پردیسهای دانشگاه فرهنگیان، سه دانشکده بهصورت تصادفی انتخاب و از هر دانشکده، دو کلاس انتخاب شدند. درنهایت، ۱۲ کلاس ۳۰ نفره (۶ کلاس از پردیس برادران و ۶ کلاس از پردیس خواهران) بهعنوان خوشههای نمونه در پژوهش شرکت داده شدند. پس از جمعآوری پرسشنامهها، دادههای ۳۵۲ نفر (۱۷۳ پسر و ۱۷۹ دختر) وارد تحلیل نهایی شد. جهت تجزیهوتحلیل دادهها از نرمافزارهای SPSS نسخه ۲۶ و SmartPLS نسخه ۳ استفاده شد.
ابزارهای پژوهش
الف) پرسشنامه رفتار شهروندی تحصیلی (ACBQ) : پرسشنامه رفتارهای شهروندی تحصیلی توسط گلپرور (1389) ساختهشده و دارای 21 گویه و سه زیرمقیاس پایبندی به قواعد (8 گویه)، یاریرسانی و مشارکت اجتماعی (10 گویه) و روابط صمیمانه (3 گویه) است. مقیاس مذکور بر اساس طیف لیکرت هفت درجه-ای از (کاملاً مخالفم=1 تا کاملاً موافقم=7) نمرهگذاری میشود. در مورد گویههای 6، 9، 10 و 11 نمرهگذاری بهصورت معکوس انجام میشود. برای به دست آوردن امتیاز هر مؤلفه، در پژوهش گلپرور (1389) در تحلیل عامل اکتشافی وجود سه عامل مذکور را تائید کرد. همچنین ضریب آلفای کرونباخ سه عامل به ترتیب برابر 72/0، 70/0 و 70/0 بهدستآمده است. پایایی و روایی سازه این ابزار در پژوهش آزادی دهبیدی و خرمایی (1401) با تحلیل عاملی تأییدی و شاخصهای برازش تأییدشده است (51/2X2/df=، 95/0GFI=، 95/0CFI=، 04/0RMSEA= و 71/0PCLOSE=)؛ و همچنین آلفای کرونباخ برای نمره کل 86/0 محاسبه گردید. در پژوهش حاضر آلفای کرونباخ برای نمره کل پرسشنامه 80/0؛ برای مؤلفههای پایبندی به قواعد 79/0؛ یاریرسانی و مشارکت اجتماعی 68/0 و روابط صمیمانه 64/0 گزارششده است.
ب) پرسشنامه سرمایه اجتماعی خانواده (FSCQ) : پرسشنامه سرمایه اجتماعی خانواده توسط اکبری (1392) تهیه و اعتبار سنجی شد. این پرسشنامه دارای 33 گویه و 2 مؤلفه سرمایه اجتماعی درون خانواده و سرمایه اجتماعی بیرون خانواده است. این مقیاس در طیف لیکرت 5 درجهای (1 بسیار کم تا 5 بسیار زیاد) نمرهگذاری میشود. اکبری (1392) برای سرمایه درون خانواده آلفای کرونباخ را 83/0 و برای سرمایه بیرون خانواده 79/0 گزارش کرد، این محقق در پژوهش خود اشارهای به شاخصهای تحلیل عاملی نداشت. سفیری و همکاران (1394) برای سرمایه درون خانواده آلفای کرونباخ را 94/0 و برای سرمایه بیرون خانواده 92/0 گزارش کردند. در این پژوهش نیز شاخصهای برازش مدل و تحلیل عامل تأییدی گزارش نشد ازاینرو در پژوهش حاضر تحلیل عامل تأییدی انجام شد، بر اساس نتایج تحلیل عاملی تأییدی، گویههای 4، 10، 9، 14، 17 و 27 دارای بار عاملی کمتر از 40/0 بودند، بنابراین از تحلیل حذف شدند. مدل نهایی ازنظر شاخصهای برازش مدل قبل از اصلاح مدل (11/0=SRMR و58/0=NFI) و بعد از اصلاح مدل (09/0=SRMR و61/0=NFI) بود که بهبود شاخصها پس از اصلاح مدل را نشان میدهد. آلفای کرونباخ برای سرمایه اجتماعی بیرون خانواده 76/0 و برای درون خانواده 84/0 محاسبه شد.
ج) پرسشنامه منشهای اخلاقی (MCQ) : بر اساس فرم بلند پرسشنامه منشهای اخلاقی طراحیشده توسط خرمایی و قائمی (۱۳۹۷) ساختهشده است و شامل ۲۴ گویه در ۸ مؤلفه است که عبارتاند از: 1- آداب گرا؛ 2- وظیفه گرا؛ 3- پارسایانه؛ 4- بخشش گرا؛ 5- صداقت گرا 6- تبعیت گرا؛ 7- حساسیت گرا و 8- وارستگی است (خرمائی و قائمی، 1397). این پرسشنامه بر اساس طیف لیکرت ۵ درجهای (۱=کاملاً درست تا ۵=کاملاً نادرست) نمرهگذاری میشود و ضریب آلفای کرونباخ کل پرسشنامه 86/0 و زیرمقیاسها بین 61/0 تا 92/0 گزارششده است. همچنین پایایی و روایی سازه این ابزار در پژوهش بارانی و خرمایی (۱۴۰۰) با تحلیل عاملی تأییدی و شاخصهای برازش مناسب تأییدشده است (87/1X2/df=،85/0GFI=، 88/0IFI=، 88/0CFI=، 05/0RMSEA= و 11/0PCLOSE=). در پژوهش حاضر با استفاده از تحلیل مدل معادلات ساختاری مبتنی بر PLS-SEM، یک گویه از مؤلفه منش تبعیتگرا به دلیل بار عاملی پایین حذف گردید. همچنین در پژوهش حاضر نیز ضریب آلفای کرونباخ کل پرسشنامه 87/0 به دست آمد و ضرایب آلفا برای مؤلفهها به ترتیب از 60/0 تا 77/0 متغیر بود و شاخصهای برازش مدل قبل از اصلاح مدل (10/0=SRMR و50/0 =NFI) و بعد از اصلاح مدل (09/0= SRMR و62/0 =NFI) گزارش شد که نشاندهنده بهبود برازش مدل پس از اصلاح است.
د) پرسشنامه سرمایههای فرهنگی (CCQ) : پرسشنامه سرمایهی فرهنگی توسط شربتیان و اسکندری (1396) تهیه و اعتبار یابی شد. پرسشنامه سرمایه فرهنگی دارای 21 سؤال و سه مؤلفهی ذهنیت یافته ، عینیت یافته و نهادینهشده است. این مقیاس در طیف لیکرت 5 درجهای (1 خیلی کم تا 5 خیلی زیاد) نمرهگذاری میشود. در این پرسشنامه حداقل نمره 21 و حداکثر نمره 105 است. شربتیان و اسکندری (1396) برای نمره کل سرمایه فرهنگی آلفای کرونباخ 72/0 گزارش کردند و برای مؤلفه ذهنیت یافته 71/0؛ برای مؤلفه عینیت یافته 61/0 و برای مؤلفه نهادینهشده 45/0محاسبه کردند، روایی محتوایی، صوری و نیز روایی سازه از طریق تحلیل عاملی مطلوب گزارششده ولی اشارهای به شاخصهای برازش نشده است. در پژوهش آبداری تفتی، تولاّئی و شریفی اردانی (1402) روایی این پرسشنامه موردبررسی و شاخصهای برازش مدل در سطح قابل قبولی قرار داشت (090/0= SRMR و82/0=NFI) و برای نمره کل سرمایه فرهنگی آلفای کرونباخ 87/0 محاسبه شد و برای مؤلفه سرمایه ذهنیت یافته 85/0؛ برای مؤلفه سرمایه عینیت یافته 88/0 و برای مؤلفه سرمایه نهادینهشده 70/0محاسبه گردید. در پژوهش حاضر برای نمره کل سرمایه فرهنگی آلفای کرونباخ 86/0 محاسبه شد و برای مؤلفه سرمایه فرهنگی ذهنیت یافته 81/0؛ برای مؤلفه سرمایه فرهنگی عینیت یافته 72/0 و برای مؤلفه سرمایه فرهنگی نهادینهشده 61/0محاسبه گردید.
ه) پرسشنامه سرمایه اقتصادی خانواده (FECS) : این مقیاس توسط شریفی اردانی و همکاران (1401) تهیه و اعتبار یابی شد که دارای 11 گویه و 4 مؤلفهی وضعیت اشتغال (گویههای 1،5)، وضعیت سلامت (گویههای 10،11)، وضعیت درآمدی (گویههای 7،6،2) و وضعیت مالکیت (گویههای 3، 9،8،4) است. این مقیاس در طیف لیکرت 5 درجهای (1 خیلی بد تا 5 خیلی خوب) نمرهگذاری میشود. در این پرسشنامه حداقل نمره 11 و حداکثر نمره 55 است. شریفی اردانی و همکاران (1401) برای مقیاس سرمایه اقتصادی خانواده تحلیل عامل اکتشافی انجام دادند که چهار عامل استخراج شد. نتایج تحلیل عامل تأییدی نشان داد مقدار خی دو برابر با 83/43 مقدار نسبت خی دو به درجه آزادی برابر با 91/1، مقدار CFI برابر با 99/0، مقدار GFI برابر با 98/0، مقدار RAMSEA برابر با 047/0 و مقدار PCLOSE نیز برابر با 59/0 است که در دامنه قابل قبولی قرار دارند و همچنین آلفای کرونباخ برای نمره کل 87/0 و برای مؤلفههای وضعیت اشتغال، 74/0، وضعیت سلامت، 47/0، وضعیت درآمدی، 77/0 و وضعیت مالکیت، 85/0 بود. در پژوهش حاضر آلفای کرونباخ برای نمره کل 90/0 و برای مؤلفههای وضعیت اشتغال 61/0، وضعیت سلامت 51/0، وضعیت درآمدی 80/0 و وضعیت مالکیت 81/0 بود.
یافتهها
یافتههای توصیفی جمعیتشناسی حاکی از آن بود که 352 نفر از دانشجویان دانشگاه فرهنگیان در پژوهش حاضر شرکت داشتند که 173 نفر (49%) پسر و 179 نفر (51%) دختر بودند. میانگین و انحراف معیار سن دانشجویان پسر (83/0±93/19) و میانگین و انحراف معیار دانشجویان دختر (08/1±20/20) بود. در جدول (1) یافتههای مربوط به شاخصهای آمار توصیفی (میانگین، انحراف معیار) شاخصهای توزیع داده (چولگی و کشیدگی) نشان دادهشده است. نتایج نشان میدهد میزان کجی/کشیدگی در زیر سطح ±1 هستند که نشاندهنده قابلقبول بودن توزیع دادهها است. در پژوهش حاضر نتایج شاخص VIF برای تمام متغیرهای آشکار در سطح (5>VIF) است که نشاندهنده عدم وجود همخطی بالا است (سرستد و همکاران، 2022).
جدول 1. آمار توصیفی دادهها برحسب متغیرهای پژوهش
متغیرها شاخص توصیفی شاخص توزیع دادهها
میانگین SD چولگی کشیدگی
نمره کل سرمایه فرهنگی 69/52 62/9 54/0 24/0
نمره کل سرمایه اجتماعی خانواده 62/95 33/14 35/0- 96/0
نمره کل سرمایه اقتصادی 32/38 38/7 18/0- 37/0
نمره کل منش اخلاقی 29/85 13/13 37/0- 93/0
نمره کل رفتار شهروندی تحصیلی 85/83 55/16 98/0- 93/0
یکی از شرایط اجرای تحلیل معادلات ساختاری وجود ارتباط بین متغیرهای پژوهش است، لذا در پژوهش حاضر به بررسی روابط همبستگی بین متغیرها پرداخته میشود. نتایج همبستگی نشان داد بین سرمایه فرهنگی (14/0=r، 01/0>p) و نمره سرمایه اجتماعی (30/0=r، 01/0>p) سرمایه اقتصادی (25/0=r، 01/0>p) و منش اخلاقی (47/0=r، 01/0>p) با متغیر رفتارهای شهروندی تحصیلی رابطهای مثبت وجود دارد. نتایج همبستگی نشان داد بین سرمایه فرهنگی (22/0=r، 01/0>p) و نمره سرمایه اجتماعی (33/0=r، 01/0>p) سرمایه اقتصادی (30/0=r، 01/0>p) و با متغیر منش اخلاقی رابطهای مثبت وجود دارد.
جدول 2. نتایج همبستگی بین متغیرهای پژوهش
متغیر ها 1 2 3 4 5
سرمایه فرهنگی 1
سرمایه اجتماعی 0/37** 1
سرمایه اقتصادی 0/20** 0/41** 1
منش های اخلاقی 0/22** 0/33** 0/30** 1
رفتار شهروندی تحصیلی 0/14** 0/30** 0/25** 0/47** 1
ارزیابی مدل بیرونی (مدل اندازهگیری)
برای ارزیابی مدل بیرونی از معیار ضریب آلفای کرونباخ و پایایی ترکیبی (CR) استفاده شد علاوه بر این، اعتبار همگرا با استفاده از میانگین واریانس استخراجشده (AVE) توسط هر سازه مورد بررسی قرار گرفت که در جدول 3 ارائهشده است.
جدول 3. شاخصهای مربوط به پایایی و روایی همگرا مدل بیرونی
سازه پایایی درونی
(آلفای کرونباخ) پایایی ترکیبی
(CR) میانگین واریانس استخراجشده
(AVE)
رفتارهای شهروندی تحصیلی 86/0 92/0 78/0
سرمایه اجتماعی 67/0 85/0 74/0
سرمایه اقتصادی 89/0 90/0 70/0
سرمایه فرهنگی 72/0 82/0 61/0
منش اخلاقی 84/0 88/0 47/0
بر اساس جدول ۳، شاخصهای پایایی و روایی همگرای مدل بیرونی مورد بررسی قرار گرفت. پایایی درونی تمام سازهها با آلفای کرونباخ بالاتر از 70/0 و پایایی ترکیبی (CR) بالاتر از 80/0 (به استثنای سرمایه فرهنگی با 82/0) در محدوده مطلوب قرار دارد. ازنظر روایی همگرا، مقادیر AVE برای کلیه سازهها بهجز« منش اخلاقی» (47/0) بالاتر از حد استاندارد 50/0 است. این امر نشاندهنده پایایی قابلقبول مدل اندازهگیری است، اگرچه سازه منش اخلاقی نیاز به توجه و بازنگری دارد.. بهطورکلی، یافتههای آماری حاکی از آن است که ابزارهای بهکاررفته در این پژوهش از اعتبار و پایایی لازم برخوردار هستند. جدول 4، روایی افتراقی سازههای پژوهش را با استفاده از معیار فورنل-لارکر ارزیابی میکند.
جدول 4. روایی افتراقی با معیار فورنل-لارکر ارزیابی
سازه رفتارهای شهروندی تحصیلی سرمایه اجتماعی سرمایه اقتصادی سرمایه فرهنگی منش اخلاقی
رفتارهای شهروندی تحصیلی 89/0
سرمایه اجتماعی 33/0 86/0
سرمایه اقتصادی 29/0 44/0 84/0
سرمایه فرهنگی 19/0 43/0 23/0 78/0
منش اخلاقی 49/0 32/0 34/0 31/0 69/0
بر اساس جدول ۴ و ارزیابی روایی افتراقی با معیار فورنل-لارکر، شرایط روایی افتراقی در مدل تحقیق برقرار است. مقادیر واقع در قطر اصلی که نشاندهنده جذر AVE هر سازه هستند (89/0، 86/0، 84/0، 78/0 و 69/0)، در تمامی موارد از مقادیر واقع در زیرستونها و سطرهای مربوطه (ضرایب همبستگی بین سازهها) بزرگتر هستند. برای مثال، مقدار جذر AVE سازه «رفتارهای شهروندی تحصیلی» (89/0) از تمامی ضرایب همبستگی آن با سایر سازهها (33/0، 29/0، 19/0 و 49/0) بیشتر است. این الگو برای کلیه سازههای دیگر نیز بهوضوح مشاهده میشود که نشان از تمایز مناسب سازهها و برقراری روایی افتراقی در مدل اندازهگیری دارد.
ارزیابی مدل درونی (ساختاری)
جهت فهم بهتر روابط ساختاری بین این متغیرها از معادلات ساختاری به روش حداقل مربعات جزئی استفاده شد. در شکل 2 و 3 نتایج نهایی معادلات ساختاری به روش حداقل مربعات جزئی مشاهده میشود، مؤلفهها دارای بار عاملی قابل قبولی با سازههای مربوطه هستند.
شکل 2. مدل با ضرایب استانداردشده بار عاملی (ارزیابی مدل ساختاری)
شکل 3. مدل پژوهش با ضرایب t-Values (ارزیابی مدل ساختاری)
در شکل (2) نتایج نهایی معادلات ساختاری به روش حداقل مربعات جزئی مشاهده میشود، مؤلفهها دارای بار عاملی قابل قبولی با سازههای مربوطه هستند. در جدول (5) یافتههای مربوط به اثرات مستقیم، غیرمستقیم و اثرات کل مشاهده میشود.
جدول 5. اثرات مستقیم، غیرمستقیم و اثرات کل
جهت مسیر اثرات مستقیم اثرات غیرمستقیم اثرات کل
β T P β T P β T P
1-سرمایه اجتماعی< - رفتار شهروندی تحصیلی 19/0 62/2 009/0 05/0 66/1 098/0 24/0 69/3 001/0
2-سرمایه فرهنگی < - رفتار شهروندی تحصیلی 04/0- 68/0 49/0 10/0 95/2 003/0 04/0 69/0 49/0
3-سرمایه اقتصادی < - رفتار شهروندی تحصیلی 06/0 94/0 34/0 08/0 90/2 004/0 16/0 75/2 006/0
4-سرمایه اجتماعی < - منش اخلاقی 13/0 97/1 05/0 13/0 97/1 05/0
5-سرمایه فرهنگی < - منش اخلاقی 20/0 70/3 001/0 20/0 70/3 001/0
6-سرمایه اقتصادی < - منش اخلاقی 23/0 08/4 001/0 23/0 08/4 001/0
7-منش اخلاقی < - رفتار شهروندی تحصیلی 42/0 24/5 001/0 42/0 24/5 001/0
8 سرمایه اجتماعی < - منش اخلاقی < - رفتار شهروندی تحصیلی 05/0 66/1 098/0
9-سرمایه فرهنگی < - منش اخلاقی < - رفتار شهروندی تحصیلی 10/0 95/2 003/0
10 سرمایه اقتصادی < - منش اخلاقی < - رفتار شهروندی تحصیلی 08/0 90/2 004/0
بر اساس نتایج مسیر مستقیم متغیرهای سرمایه اجتماعی (19/0=β، 002/0=p) به رفتارهای شهروندی تحصیلی معنیدار است، اما مسیر مستقیم سرمایه فرهنگی (04/0-=β، 49/0=p) و سرمایه اقتصادی(06/0=β، 34/0=p) به رفتارهای شهروندی تحصیلی غیر معنیدار است. بر اساس نتایج مربوط مسیر مستقیم سرمایه اجتماعی (13/0=β، 05/00=p)؛ سرمایه اقتصادی (23/0=β، 001/0=p) و سرمایه فرهنگی (20/0=β، 001/0=p) به منش اخلاقی معنیدار است. نتایج نشان داد که مسیر مستقیم منش اخلاقی به متغیر رفتارهای شهروندی تحصیلی (42/0=β،001/0=p) معنیدار است.
با توجه به نتایج بوت استراپ در جدول 5 تأثیر غیرمستقیم سرمایه اجتماعی خانواده بر رفتارهای شهروندی تحصیلی با توجه به نقش واسطهای منش اخلاقی (05/0=β، 09/0=p) معنیدار نیست. یافتهها نشان داد که مسیر غیرمستقیم سرمایه فرهنگی به رفتارهای شهروندی تحصیلی با توجه به نقش واسطهای منش اخلاقی (10/0=β، 003/0=p) معنیدار است. مسیر غیرمستقیم سرمایه اقتصادی به رفتارهای شهروندی تحصیلی با توجه به نقش واسطهای منش اخلاقی (08/0=β، 004/0= p) نیز معنیدار است.
ارزیابی کیفیت و برازش مدل
نتایج تحلیلهای آماری نشان میدهد که مدل پژوهش ازنظر هم خطی در وضعیت مطلوبی قرار دارد. بررسی شاخص عامل تورم واریانس (VIF) برای ارزیابی عدم وجود هم خطی چندگانه نشان داد که مقادیر تمامی سازههای مدل اندازهگیری کمتر از ۵ است. بالاترین مقدار مربوط به سازههای «پیروی از قوانین» (۷۶/۴) و «یاریرسانی» (۵۳/۴) بود که همچنان در محدوده قابلقبول قرار دارند؛ بنابراین، مسئله هم خطی چندگانه جدی در مدل پژوهش حاضر وجود ندارد.
با تحلیل شاخصهای کیفیت مدل، نتایج نشان داد که بر اساس شاخص R²، متغیرهای مستقل به ترتیب 3/27 درصد (رفتارهای شهروندی تحصیلی) و 6/17 درصد (منش اخلاقی) از واریانس متغیرهای وابسته را تبیین میکنند. بر اساس شاخص f²، منش اخلاقی با مقدار 20/0 دارای تأثیر بزرگ بر رفتارهای شهروندی تحصیلی بود، درحالیکه سرمایههای اجتماعی (03/0)، اقتصادی (004/0) و فرهنگی (002/0) تأثیرات کوچکی نشان دادند. این یافتهها بر نقش محوری منش اخلاقی در مدل تأکید داشته و حاکی از کیفیت قابلقبول مدل پیشنهادی است. در جدول (6) شاخصهای روایی متقاطع و شاخص افزونگی و برازش مدل قابلمشاهده است.
جدول 6. شاخصهای برازش و کیفیت متغیرهای پژوهش
شاخصهای ارزیابی میانگین شاخصهای روایی سازه شاخصهای برازش
CV Com CV Red SRMR NFI
مدل پژوهش 36/0 14/0 08/0 74/0
معیار تصمیم >02/0 >02/0 <10/0 >90/0
و با توجه به میانگین شاخصهای روایی متقاطع برابر با 36/0 و میانگین شاخص افزونگی برابر با 14/0 میتوان کیفیت قابلقبول را مدل ارزیابی نمود. شاخص برازش SRMR بعد از اصلاح در مدل حاضر (08/0 =SRMR) به دست آمد که در سطح قابلقبول قرار دارد، اما در شاخص NFI بعد از اصلاح (74/NFI=) به دست آمد که به آستانه مطلوب موردنظر نرسیده است.
بحث و نتیجهگیری
هدف از این پژوهش تبیین رفتارهای شهروندی تحصیلی بر اساس میزان سرمایه اجتماعی، اقتصادی و فرهنگی با توجه به نقش واسطهای منش اخلاقی در بین دانشجویان دانشگاه فرهنگیان بود. نتایج پژوهش حاضر با نشان دادن اثر مستقیم سرمایه اجتماعی خانواده بر منشهای اخلاقی و رفتارهای شهروندی تحصیلی، حاکی از آن است که سرمایه اجتماعی خانواده میتواند در دو سطح بر رفتارهای شهروندی دانشجو معلمان اثرگذار باشد. نخست، بهصورت مستقیم و از طریق تقویت تعاملات اجتماعی، اعتماد، حمایت و احساس تعلق که زمینه بروز رفتارهای همکاریجویانه و مسئولانه در محیط دانشگاه را فراهم میآورد؛ یافتهای که با پژوهشهای باسو، پرادان و تواری (2017)، بوگلر و سومچ (2021)، یلدیز (2019)، خلیفت و همکاران (2021) و همچنین رویز-پالومینو و همکاران (2023) همسو است. دوم، سرمایه اجتماعی خانواده میتواند بهصورت غیرمستقیم از طریق پرورش منشهای اخلاقی در دانشجویان، زمینه بروز رفتارهای شهروندی تحصیلی را فراهم کند. درواقع، خانوادههایی که دارای شبکههای ارتباطی قویتر، روابط مبتنی بر اعتماد و تعاملات اجتماعی مثبتتر هستند، محیطی ایجاد میکنند که ارزشهای اخلاقی مانند نوعدوستی، عدالت، احترام و مسئولیتپذیری در آن تجربه و درونی میشود. چنین بستری سبب رشد خصیصههای اخلاقی میگردد که خود از مؤلفههای کلیدی در بروز رفتارهای شهروندی تحصیلی محسوب میشوند.
در این میان، منشهای اخلاقی نقش حلقهی واسط میان سرمایه اجتماعی و رفتارهای شهروندی تحصیلی را ایفا میکنند. یافتههای پژوهش حاضر، همسو با دیدگاه ناروز (2006) و شواهد ارائهشده در پژوهشهای آیزنبرگ (2020) و کوآی و همکاران (2020)، نشان میدهد که منش اخلاقی از طریق تأثیرات اجتماعی، روابط مراقبتی و تجارب فرهنگی شکل میگیرد. مطابق با دیدگاه ناروز (2006)، منش اخلاقی در بستر زیستبومی اخلاقی پرورش مییابد و تعاملات اجتماعیِ غنی و حمایتگرانه، بستر رشد فضایل اخلاقی را فراهم میکنند. بر این اساس، سرمایه اجتماعی خانواده از طریق شکلدهی به این بسترهای اجتماعی و فرهنگی، در رشد منشهای اخلاقی دانشجویان نقش دارد؛ منشهایی که خود به بروز رفتارهای شهروندی منجر میشوند. ازاینرو، یافتههای پژوهش حاضر همسو با (شریفی اردانی و خرمائی، 1401) نشان میدهد که سرمایه اجتماعی خانواده نهتنها بهطور مستقیم بلکه از مسیر غیرمستقیم و از طریق منشهای اخلاقی نیز میتواند رفتارهای شهروندی تحصیلی دانشجومعلمان را تبیین کند؛ بنابراین، نقش واسطهای منشهای اخلاقی بیانگر آن است که تأثیر سرمایه اجتماعی خانواده بر رفتارهای شهروندی تحصیلی، نه صرفاً از مسیر تعاملات اجتماعی بلکه از طریق درونیسازی ارزشها، الگو گیری اخلاقی و شکلگیری تعهد اخلاقی در محیط خانوادگی تحقق مییابد.
یافتههای پژوهش نشان داد که مسیر مستقیم سرمایه اقتصادی خانواده به رفتارهای شهروندی تحصیلی در میان دانشجویان دانشگاه فرهنگیان معنادار نیست. این یافته با نتایج پژوهشهایی که سرمایه اقتصادی را عاملی با پیامدهای مثبت اجتماعی معرفی کردهاند (هوسوکاوا و کاتسورا، 2017؛ کاسم و هوتاگالونگ، 2020) ناهمسو است. در تبیین این نتیجه میتوان گفت افراد برای مواجهه با چالشهای زندگی خود از منابع گوناگونی بهره میبرند و زمانی رفاه و تعادل حاصل میشود که این منابع بتوانند بهاندازه کافی با چالشها مقابله کنند (دوج و همکاران، 2012). بر همین اساس، سرمایه اقتصادی بهتنهایی نمیتواند موجب بروز رفتارهای مثبت اجتماعی شود، بلکه هنگامی کارآمد است که در تعامل با سایر سرمایههای فردی و اجتماعی قرار گیرد. چنانکه اسمیت (2013) نیز تأکید میکند، سرمایههای مختلف انسانی و اجتماعی در تعامل با یکدیگر به پیامدهای مثبت منجر میشوند.
درعینحال، نتایج نشان داد که سرمایه اقتصادی خانواده میتواند بهطور معناداری منشهای اخلاقی مثبت را در دانشجومعلمان تقویت کند. این یافته همسو با دیدگاه پژوهشگرانی است که معتقدند سرمایه اقتصادی دارای پیامدهای مثبت فردی و روانی است (هوسوکاوا و کاتسورا، 2017؛ کاسم و هوتاگالونگ، 2020). بر اساس دیدگاه شریفی اردانی و خرمائی (1401)، منش اخلاقی در بستر زیستبومی اخلاقی پرورش مییابد؛ ازاینرو میتوان سرمایه اقتصادی خانواده را عاملی دانست که از طریق فراهمآوردن شرایط محیطی و فرصتهای رشدی بهتر، زمینهساز رشد منشهای اخلاقی مثبت میشود. منشها صفاتی اکتسابیاند که تحت تأثیر شرایط محیطی و اقتصادی شکل میگیرند؛ بنابراین خانوادههایی که از وضعیت اقتصادی باثباتتری برخوردارند، میتوانند فضای تربیتی و فرهنگی مناسبتری برای پرورش منشهای اخلاقی فراهم آورند.
از سوی دیگر، یافتهها نشان دادند که سرمایه اقتصادی از طریق منشهای اخلاقی میتواند بهصورت غیرمستقیم رفتارهای شهروندی تحصیلی را تبیین کند. این نتیجه همسو با پژوهشهای اسمیت (2013)، زوگراوو و همکاران (2021) و کیزوس و همکاران (2018) است که تأکید کردهاند سرمایههای انسانی و اجتماعی مکمل یکدیگرند و در تعامل با هم به پیامدهای مثبت اجتماعی منجر میشوند. همچنین نتایج با یافتههای وانگ و همکاران (2024) و رائو، ماریگودا و ونوگوپال (2024) همخوان است که نشان دادند منش اخلاقی نقش تعیینکنندهای در بروز رفتارهای شهروندی دارد. در تبیین این مسیر واسطهای میتوان گفت سرمایه اقتصادی خانواده با ایجاد احساس امنیت، فرصت رشد فردی و ارتقای کرامت انسانی، زمینه درونیسازی ارزشهای اخلاقی را فراهم میکند. درنتیجه، منشهای اخلاقی بهعنوان میانجی، اثر سرمایه اقتصادی را به رفتارهای شهروندی تحصیلی منتقل میکنند.
درمجموع، نتایج نشان میدهد که سرمایه اقتصادی بهتنهایی نمیتواند زمینهساز رفتارهای شهروندی تحصیلی شود؛ اما زمانی که با منشهای اخلاقی مثبت همراه گردد، بروز رفتارهای شهروندی را تسهیل میکند. این یافته بهنوعی بیانگر اهمیت تعامل میان منابع مادی و اخلاقی در شکلگیری کنشهای اجتماعی مطلوب است. بهعبارتدیگر، رفاه اقتصادی زمانی به رفتارهای شهروندی تحصیلی منجر میشود که همراه با رشد فضایل اخلاقی، احساس مسئولیت، نوعدوستی و تعهد اجتماعی باشد. در مقابل، در غیاب منشهای اخلاقی، حتی سرمایه اقتصادی بالا نیز نمیتواند محرکی مؤثر برای بروز رفتارهای شهروندی تحصیلی در دانشجویان باشد.
یافتههای پژوهش حاضر نشان داد که سرمایه فرهنگی خانواده تبیینکنندهی مستقیم رفتارهای شهروندی تحصیلی در دانشجویان دانشگاه فرهنگیان نبود. این نتیجه با یافتههای پژوهشهایی که سرمایه فرهنگی را از عوامل مؤثر بر رفتارهای شهروندی دانستهاند (سلیم و شریف، 2022؛ پایدار و صالحی، 1396) ناهمسو است. به نظر میرسد این ناهمسویی ناشی از پیچیدگیهای ذاتی مفهوم سرمایه فرهنگی و نحوه تأثیر آن بر رفتارهای اجتماعی و تحصیلی باشد. سرمایه فرهنگی دربرگیرندهی مجموعهای از ارزشها، دانشها، عادات و مهارتهایی است که موقعیت اجتماعی و سبک زندگی افراد را شکل میدهد، اما تأثیر آن بر رفتارهای کنشی و اجتماعی مانند رفتار شهروندی تحصیلی ممکن است غیرمستقیم و وابسته به زمینههای فردی و نهادی باشد. چنانکه پژوهشها نشان دادهاند، سرمایه فرهنگی نقشی اساسی در شکلدهی به موقعیت اجتماعی، توسعهی مهارتها و توانمندیهای فردی دارد (شریفی اردانی و خرمائی، 1401؛ زوگراو-سویلیتا، کافرونی، بوارد و آپیتی، 2021؛ کیزوس و همکاران، 2018؛ فنگ و تان، 2024). بااینحال، برای مشاهدهی اثر آن بر رفتارهای شهروندی تحصیلی باید به عواملی مانند ویژگیهای شخصی، سطح دسترسی به منابع فرهنگی و آموزشی و میزان نهادینهشدن ارزشهای فرهنگی در دانشجویان توجه بیشتری داشت.
در همین راستا، نتایج پژوهش حاضر نشان داد که سرمایه فرهنگی زمانی میتواند به بروز رفتارهای شهروندی تحصیلی بینجامد که با منشهای اخلاقی مثبت همراه باشد. بهبیاندیگر، منشهای اخلاقی نقش میانجی میان سرمایه فرهنگی و رفتار شهروندی تحصیلی را ایفا میکنند. این یافته با نتایج پژوهشهایی همسو است که بیان کردهاند سرمایه فرهنگی بهطور غیرمستقیم و از مسیر سایر ویژگیهای مثبت فردی مانند سرمایههای روانشناختی میتواند به پیامدهای اجتماعی مطلوب منجر شود (آبداری تفتی، تولائی و شریفی اردانی، 1402). در همین راستا، پژوهشهای متعددی نیز نشان دادهاند که سرمایه فرهنگی میتواند نقش مؤثری در رشد جوامع (هیل و همکاران، 2023) و توسعهی صلاحیتهای آموزش عالی (تِنگ و کوزیر، 2024؛ فِنگ و تان، 2024) ایفا کند. از این منظر، میتوان گفت فرد در تعاملات اجتماعی و فرهنگی خود، بهطور مداوم بازخوردهایی از محیط دریافت میکند که منجر به تقویت منشهای اخلاقی مثبت میگردد. این منشهای اخلاقی بهنوبهی خود رفتارهای مسئولانه، مشارکتجویانه و یاریگرانه را در محیط دانشگاهی افزایش میدهند. بر این اساس، یافتههای پژوهش حاضر تأکید میکنند که سرمایه فرهنگی از طریق ارتقای منشهای اخلاقی میتواند بهطور غیرمستقیم موجب افزایش رفتارهای شهروندی تحصیلی در میان دانشجومعلمان گردد.
نتایج پژوهش حاضر نشان داد که سرمایه اجتماعی نقش مؤثری در تقویت رفتارهای شهروندی تحصیلی دانشجو معلمان دارد، درحالیکه سرمایه فرهنگی و اقتصادی چنین تأثیری را بهصورت مستقیم نشان ندادند. بااینحال، هر سه نوع سرمایه اجتماعی، فرهنگی و اقتصادی در شکلگیری منش اخلاقی دانشجو معلمان نقش مهمی ایفا کردند علاوه بر این، منش اخلاقی بهعنوان یک سازه میانجی، توانست تأثیر قابلتوجهی بر رفتارهای شهروندی تحصیلی داشته باشد. در بررسی مسیرهای غیرمستقیم نیز مشخص شد که سرمایه فرهنگی و اقتصادی از طریق منش اخلاقی میتوانند بر رفتارهای شهروندی تحصیلی تأثیر بگذارند، اما این نقش واسطهای در مورد سرمایه اجتماعی معنادار نبود
بهطورکلی، یافتهها اهمیت منش اخلاقی را بهعنوان سازوکاری کلیدی در انتقال اثر سرمایههای فرهنگی و اقتصادی خانواده به حوزه رفتارهای مطلوب تحصیلی دانشجو معلمان برجسته میسازند و بر نقش ویژه سرمایه اجتماعی در شکلگیری مستقیم این رفتارها تأکید میکنند. این نتایج میتواند راهنمایی برای سیاستگذاران آموزشی، برنامهریزان تربیتی و استادان دانشگاه در جهت تقویت مؤلفههای فرهنگی، اقتصادی و اخلاقی در مسیر پرورش معلمان آینده کشور باشد
ازجمله محدودیتهایی پژوهش حاضر این است که تمامی دادههای این پژوهش با روش پیمایشی جمعآوری شد و مشکلی رایج مرتبط با این رویکرد، سوگیری است که میتواند روابط مشاهدهشده را متورم نشان دهد. پرسشنامه بهصورت بر خط در اختیار شرکتکنندگان قرار گرفت، علیرغم فواید این روش جمعآوری داده که میتوان به صرفهجویی در زمان و هزینه و مسائل زیستمحیطی اشاره کرد این روش میتواند محدودیتهای برای پاسخگویان ایجاد کند.
پیشنهادهای پژوهشی و کاربردی
1. پیشنهاد میشود در پژوهشهای آینده از روشهای ترکیبی یا کیفی برای درک عمیقتر از چگونگی نقش منش اخلاقی در رفتارهای شهروندی استفاده شود.
2. انجام مطالعات طولی میتواند پویایی رابطه میان سرمایههای خانوادگی و تحول منش اخلاقی در طول دوره تربیتمعلم را روشنتر سازد.
3. پیشنهاد میشود برنامههای تربیتمعلم، دورهها و کارگاههایی را درزمینهٔ توسعه منش اخلاقی و مسئولیتپذیری اجتماعی طراحی و اجرا کنند.
4. با توجه به نقش مهم سرمایه اجتماعی، تقویت ارتباط دانشگاه با خانوادهها و نهادهای محلی میتواند زمینهساز پرورش رفتارهای شهروندی تحصیلی شود.
5. در سطح سیاستگذاری، لازم است توجه بیشتری به عدالت آموزشی و تقویت سرمایه فرهنگی و اقتصادی خانوادههای دانشجو معلمان صورت گیرد تا بستر رشد منشهای مثبت و رفتارهای مشارکتی فراهم گردد.
ملاحظات اخلاقی
بهمنظور رعایت ملاحظات اخلاقی پژوهش، دستورالعمل پرسشنامه ارائه شد و به شرکتکنندگان اطمینان داده شد که از اطلاعات صرفاً در راستای اهداف پژوهش و بدون ذکر نام، مشخصات و سایر جزئیات هویتی شرکتکنندگان استفاده خواهد شد. همچنین فرم رضایت آگاهانه برای شرکت در پژوهش بهصورت آنلاین توسط شرکتکنندگان تکمیل شد.
حمایت مالی، تقدیر و تشکر
این پژوهش حاصل تلاش پژوهشگران است که نام آنها در مقاله ذکرشده است و هیچگونه حمایت مالی نداشته است. پژوهشگران بر خود لازم میدانند از کلیه دانشجویان دانشگاه فرهنگیان که در این پژوهش مشارکت داشتهاند، تشکر و قدردانی نمایند.
مشارکت نویسندگان:
نویسندگان در مراحل مختلف پژوهش از طراحی، اجرا و نگارش نقش داشتند.
تعارض منافع
در این پژوهش هیچگونه تعارض منافعی وجود ندارد.
