ارزشيابي عملكرد آموزشي
دانشگاه ها و مراكز آموزش عالي مأموريت هاي مختلفي بر عهده دارند، ولي غالب صاحبنظران بر سه مأموريت اصلي ـ آموزش6، پژوهش7، و خدمات8 ـ براي دانشـگاههـا تأك يـد كـر ده انـد ( بـاير، 1990). از ميانِ اين سه مأموريت آموزش از نخستين و بد يهيترين مأموريت هايي به شمار مي رود كه از گذشته همگان با آن موافق بوده اند (بتوريت و توماس، 2003).
ارزشيابي عملكرد استادان و اعضاي هيئت علمي دانشگاه هاي كشـور ايـران بـر اسـاس سـه محور ـ آموزش، پژوهش، و فعاليتهاي علمي ـ اجرايي ـ به نوعي حاكي از پـذيرش طبقـه بنـدي فوق از مأموريت هاي دانشگاه در آموزش عالي است. هرچند در كشور ايران هـمزمـان بـه همـة مأموريت هاي سه گانه، به ويژه مأموريت آموزش و پژوهش، توجه ميشود (امين بيـدختي، 1389)، در تعريف ارزشيابي عده اي آن را »وسيله اي جهت تعيين م يـزان موفق يـت برنامـه در رسـيدن بـه هدف هاي آموزشي مطلوب مورد نظر« مي داننـد، يـا فراي نـدي كـه بـه سـنجش و انـدازه گيـ ري ، ارزش گذاري، و قضاوت دربارة عملكرد طي دوره اي معين ميپردازد. نيز ارزيابي را فرايند تعيين و
ـــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــ
Self- awareness
Self- requlation
Self- stimulation
Empathy
Social Skills
Instruction
Research
Services
فراهم كردن اطلاعات لازم دربارة مطلوبيت هدف ها، برنامه هاي عمل يـاتي طـرح هـاي اجرايـي ، و نتايج حاصل از آن ها به منظور هدايت و تصميم گيري جهت بهبود و پيشرفت فعاليت براي كسب بازده مورد نظر« تعريف كرده اند (امـين بيـدختي ، 1389). در ا يـن تحق يـق ارزشـيابي يـا ارز يـابي عملكرد آموزشي مترادف هم استفاده شده اند. بنابراين، ضرورت ارزشيابي كيفيت عملكرد استادان دانشگاه ها در همة سطوح، به منظور بهبود اثربخشي فعاليت ها و فراهم ساختن امكان پاسخ گـويي درون و بـرون س ازماني، كمت ر ج اي تردي د دارد و مطالع ات مختل ف نش ان داده اس ت ك ه ارزشيابي هاي مستمر و مداخلات لازم بر اساس نتايج اين ارزشيابي ها در بهبود رونـد آمـوزش در همة سطوح تأثيري انكارناپذير داشته است و ارزشيابي استادان، به منزلـة راهبـرد مهمـ ي، بـراي ارتقاي كيفيت آموزش، بهبود شيوة تدريس، و ارتقاي اثربخشي ارزشـيابي آموزشـي مـورد توجـه دانشگاه هاست (استايس و براون، 2004). استاداني كه خودكارآمـدي بـالايي دارنـد داراي تعامـل پاسخ گويي توأم با رفتارهايي نظير جوانمردي، نزاكت اجتماعي، اعتماد بـه نفـس بـالا، و قابل يـت تأثيرگذاري بيشتري نيز هستند (حسني و پريسا، 1392). يكي از ويژگي هاي مؤثر وجودي انسـان در بهبود و بالابردن عملكردش داشتن توانايي برقراري ارتباطات بين فردي و گروهي، اعتماد بـه نفس بالا، خوش بين بـودن و داشـتن ابتكـار عمـل ، مهـارت هـاي درك ديگـران، خـودكنترلي، و تأثيرگذاربودن يعني داشتن هوش هيجاني بالاتر است. و استاداني كه داراي اين خصـا يص انـد در عملكردهايشان نيز نسبت به ديگران موفق عمل مي كنند (دهشيري، 1383). با ا يـن اوصـاف در صورت داشتن شناخت بيشتر از مؤلفه هاي هـوش هي جـاني و تقو يـت آن هـا مـي تـوان در نظـام آموزشي كشور شاهد كارآمدي و موفقيت بيشتري شد.
پيشينة تجربي پژوهش
مالكي و همكاران (1390) در تحقيقي با عنوان »شناسايي و تبيين مؤلفه هاي هـوش هي جـاني«،
ب ه منزلة پيشبين هاي ايجاد كسب و كار هاي بين المللي، به اين نتيجـه رسـ يدند كـه متغ يـر هـاي هوش هيجاني مي توانند وضعيت كارآفريني و ميزان تشكيل كسب و كار بين المللي را اندازه گيري كنند و مي توان از روي متغير هاي هوش هيجاني ايجاد كسب و كار هاي بين المللي را پـيش بينـينمود.
كاظمي و مهـدي نـژاد (1390) در بررسـي رابطـة هـوش هي جـاني و خويشـتن داري و تعهـد سازماني مديران نتيجه گرفتند كه بين هوش هيجاني و خويشـتن داري مـديران رابطـة مثبـت و معني داري وجود دارد. همچنين، بين هوش هيجاني و تعهد سازماني مديران آموزشي رابطة مثبت و معني داري وجود دارد.
خطيبان و همكاران (1390) با بررسي وضعيت موجود ارزشيابي عملكرد اعضاي هيئت علمي پرستار به اين نتيجه رسيدند كه عوامل درون و برون سازماني سـبب اثربخشـي نظـام ارزشـيابي است و نظام ارزشيابي اعضاي هيئت علمي پرستار، در حال حاضر، اثربخشي لازم را ندارند. بادلـه و همكاران (1390) در تحقيق خويش با عنوان »عوامل تأثيرگذار بر عملكرد اسـات يد در تـدريس دروس نظري از ديدگاه دانشجويان دانشگاه علوم پزشكي گلستان« به ا يـن نتيجـه رسـيدند كـه ويژگي هاي حرفه اي استادان مهم ترين عاملِ ارزشيابي اسـت و وي ژگـي هـاي علمـي و فـردي در اولويت بعدي قرار دارد. در بخش وي ژگيهاي حرفهاي توانايي استادان در تفهيم درس با ميانگين 64/4 درصد و در بخش ويژگيهاي علمي توان علمي و دانش استادان با م يـانگين 65/4 درصـدبيشترين نمره را به خود اختصاص دادند. بهرغم مهم بودن ويژگي هـاي علمـي اسـتادان ، توانـايي آن ها در تفهيم درس و بيان شيوا از اهميت بالايي در نزد دانشجويان برخوردار است و ميتوان از آرايِ دانشجويان، به منزلة بخش مهمي از ارزشيابي استادان، استفاده كرد.
سرلك و اسلامي (1390) در تحقيقي با عنوان »تسهيم دانش در دانشـگاه صـنعتي شـر يف« دريافتند كه اهميت دادن به سازمان و پاداش ـ دو عنصر از وجه سـاختاري و يـك عنصـر از وجـه رابطه اي (ابراز شايستگي) ـ تأثير معناداري در تسهيم دانش كاركنان و اسـتادان دارنـد، امـا تـأث ير نوعدوستي و بلندپروازي معنادار نيست. فيضي و همكاران (1391) در مطالعات خـود در دانشـگاه پيام نور استان تهران با عنوان »شناسايي عوامل انگيزش استادان« نتيجه گرفتند كه مهـمتـر ين عامل در انگيزش استادان ارتقا و پيشرفت است و احساس هويت نيز بيشترين رضايت انگي زشـي را براي استادان در وضع جاري به همراه دارد. بختياري (1388) در بررسي رابطة هوش هيجـانيمديران مدارس دولتي و غيردولتي آموزش و پرورش منطقة 18 تهران، با راهبرد هاي مديريت، به اين نتيجه رسيد كه رابطة مثبت و معنا داري بين هوش هيجاني و اراهبـرد راهِ حـل گرايـي و عـدم مقابله وجود دارد، ولي بين هوش هيجاني و راهبرد كنترل رابطة معناداري وجود ندارد.
عبدي (1389) در بررسي رابطة هوش هيجاني با عملكرد مديران مدارس ابتدايي، راهنمـايي، و متوسطة شهرستان بناب نتيجه گرفت كه بين هوش هيجاني و عملكرد مديران مدارس رابطـةمعناداري وجود دارد و بين عملكرد مديران با جنسيت، سـابقة خـدمت ، و مـدرك تحصـيلي آنـانتفاوت معنا داري وجود ندارد. همچنـين، بـين هـوش هيجـاني و سـابقة خـدمت مـديران تفـاوتمعناداري مشاهده نشد. نورايي (1389) در بررسي تأثير هوش هيجاني اعضاي هيئـت علمـي بـرعملكرد آموزشي آنان در دانشگاه آزاد اسلامي منطقة 2 به اين نتيجه رسيد كـه بـين خودآگـاهياعضاي هيئت علمي و همچنين خودمديريتي اعضاي هيئت علمي با عملكرد آموزشي آنان رابطة مثبت و معناداري وجود دارد. اوكينزكا (2005) در مطالعه اي، با عنوان »هوش هيجـاني در محـلكار«، بر روي 230 نفر پرستار، معلم، و مدير دريافت كه هوش هيجاني عاملي ضروري در تعيـينموفقيت در زندگي و سلامت رواني است. هوش هيجاني تأثير بسزايي در مقابله با استرس شـغليافراد دارد و از ايجاد تأثيرات منفي در سلامت رواني افراد پيشگيري مي كند. بارساد (2000) طـيتحقيقي به اين نتيجه رسيد كه گسترش هيجانهاي مثبت در داخل گروه ها همكاري و مشاركت اعضاي گروه را تسهيل مي كند، تعارض را كاهش مي دهد، و ميزان كارايي اعضاي گروه را بهبود مي بخشد. با توجه به اينكه تربيت نيروي انساني كارآمد در دانشگاه نيازمند همفكري، هماهنگي، و همكاري تك تك اعضاي درون گروهي و بينگروهي است، ضروري است مـديريت دانشـگاه وگروه هاي آموزشي از توانايي و مهارت كافي براي فهميدن هيجانات پيچيده، علت بـهوجودآمـدنِآن ها، و شيوة تغيير هيجانات برخوردار باشند تا با برانگيختنِ اسـتادان و دانشـجويان بـه اهـدافمورد نظر آموزشي دست يابند. پون (2008) به بررسي رابطة هوش هيجاني و عملكرد دانشـجو ـ معلمان پرداخت. يافتههاي تحقيق او نشان داد كه در كل بين نمرات هـوش هيجـاني و نمـراتجنبههاي فردي و بين فردي دانشجو ـ معلمان همبستگيِ معنا داري وجود دارد.
فرضيه هاي پژوهش
فرضية اصلي: بين مجموعه مؤلفههاي هوش هيجاني با مجموعه مؤلفه هـاي ارزشـيابي عملكـرد آموزشي رابطه اي وجود دارد.
فرضية فرعي اول: بر اساس مؤلفه هـاي هـوش هيجـان ي، مـي تـوان تغ ييـرات نحـوة تـدريس را پيش بيني كرد.
فرضية فرعي دوم: بر اساس مؤلفههاي هوش هيجاني، مي توان تغييرات توان علمي را پيش بينـيكرد.
فرضية فرعي سوم: بر اساس مؤلفههاي هوش هيجاني، مـي تـوان تغ ييـرات انضـباط آموزشـي را پيش بيني كرد.
روش شناسي پژوهش
روش پژوهش در اين مطالعه ـ با توجه به ماهيت موضوع پژوهش، اهداف، و فرضيه هاي آن ــ از نوع توصيفي ـ همبستگي است. جامعة آماري اين پژوهش كلية اعضـاي هيئـت علمـي دانشـگاهدولتي اروميه در سال تحصيلي 1390ـ 1391 (450 = N) است. حجم نمونه با استفاده از جـدولمورگان به تعداد 200 نفر و به روش نمونه گيري تصادفي طبقه اي نسبتي بر اساس دانشكدههـايدانشگاه و نسبت محاسبه شده از هر يك از طبقات متناسب با حجم جامعة آماري معين شد.

براي گردآوري دادههاي پژوهش از دو پرسشنامه استفاده شد:
پرسشنامة سيبرـ شرينگ: اين پرسشنامه شامل 30 گويه و با مقياس پنج درجه اي ليكرت
(كاملاً موافق، موافق، نظري ندارم، مخالف، و كاملاً مخالف) اسـت و داراي پـنج  بعـد درونـي يـاخرده مقياس (خودآگاهي، خودكنترلي، خودانگيزي، همدلي، و مهارت هاي اجتماعي) است. روايـياين پرسشنامه در تحقيقات مختلفي (امين بيدختي، 1389؛ حسنخوئي، 1385؛ دهشـيري، 1383) تأييد شده است و پايايي آن در اين پژوهشهـا بـ ه ترتيـب برابـر بـا 78 ،/0 91 ،/0 86 ،/0 81 و/0 82/0 درصد بوده است و در پژوهش حاضر به روش آلفاي كرونباخ 89/0 درصد بـرآورد گرديـدهاست.
پرسشنامة محققساختة ارزشيابي عملكرد آموزشي استادان: اين پرسشنامه شـامل 32
گويه و با مقياس پنج درجه اي ليكرت (كاملاً موافـق، موافـق، نظـري نـدارم، مخـالف، و كـاملاً مخالف) است و داراي سه بعد دروني يا خرده مقيـاس (نحـوة تـدريس، تـوان و تسـلط علمـي، و انضباط آموزشي) است.
روايي پرسشنامه توسط استادان رشتة علوم تربيتي و همچنين در نمونة 30 نفري توزيعشـدهدر جامعة آماري، پس از انجام دادن اصلاحاتي كه در نهايت با حذف دو سؤال از آن كه داراي بـار عاملي كمتري بود، تأييد شد. نتايج تحليل عاملي پرسشنامة ارزشيابي عملكرد آموزشـي اسـتادانسه مؤلفه مورد نظر (نحوة تدريس، توان علمي، و انضباط آموزشي) را تأييـد كـرد كـه در آن 69 درصد واريانس سؤال هاي اسـتخراج شـده بـود. آزمـون 85/0= KMO و بارتلـت (0001/0= P) نشان داد كه حجم نمونه كافي است و اين عوامل در جامعة مورد نظر وجود دارد. نتايج بـار هـايعاملي (در اين پرسشنامه مبناي معني داري عاملي 35/0 درصد در نظر گرفته شده بـود ) بـيش از35/0 درصد با چرخش واريماكس سـه مؤلفـة مـورد نظـر را تأييـد كـرد. بـراي بررسـي پايـاييپرسشنامة ارزشيابي عملكرد آموزشي استادان از روش آلفاي كرونباخ استفاده شد كه مقدار ضريب محاسبهشده برابر با 88/0 درصد بوده است.
يافته هاي پژوهش
جدول 1 نتايج آمار هاي توصيفي مرتبط با متغير هاي كانوني پژوهش را نشان مي دهـد . بيشـتريندرصد ميانگين و انحراف معيار به عوامل خودتنظيمي (به ترتيب 20 و 42/2 درصد) و پايين تـرينبه انضباط آموزشي استادان (به ترتيب 44/11 و 32/1 درصد) اختصاص يافته است.

انحراف معيار ميانگين حداكثر حداقل تعداد
2/18 15/24 20 8 200 خودآگاهي
2/42 20/00 25 15 200 خودتنظيمي
1/99 16/25 20 10 200 خودانگيزي
1/50 17/86 20 14 200 مهارت هاي اجتماعي
1/75 16/65 20 11 200 همدلي
1/99 16/76 20 12 200 نحوة تدريس
1/61 18/07 20 14 200 توان علمي
1/32 11/44 14 6 200 انضباط آموزشي
جدول 1. شاخص هاي آماري (توصيفي) متغير هاي مورد پژوهش

بـراي آزمـون رابطـة خطـي بـين متغيـرهـاي كـانوني پـژوهش (خودآگـاهي ، خـودتنظيمي، خودانگيزي، مهارت هاي اجتماعي، و همدلي) و متغير هاي وابسته ( نحوة تدريس، تـوان علمـي ، و انضباط آموزشي) از آزمون ضريب همبستگي پيرسون استفاده شد. اين آزمون اين امكان را فراهم مي نمايد تا نقش و رابطة يك متغير با نام X از يك سو و متغير ديگري با نام Y از طرف ديگر از طريق همبستگي خطي دو متغير مشخص شود (كلانتري، 1389). جدول 2 نتايج آزمـون رابطـةخطي همبستگي پيرسون بين عوامل مؤثر بر ارزشيابي عملكرد استادان را نشان مي دهد. با توجـهبه سطح معني داري به دست آمده، رابطة خطي بين همة متغير هاي مورد ارزيابي در سطح احتمـال5 درصد معني دار بودهاند.
جدول 2. همبستگي پيرسون بين متغير هاي كانوني
متغير هاي خودآگاهي خودتنظيمي خودانگيزي مهارتهاي همدلي نحوة توان انضباط
كانوني اجتماعي تدريس علمي آموزشي
خودآگاهي 1

-990323-572079خودتنظيمي 16/0 1 خودانگيزي 46/0 43/0 1 مهارتاجتماعيهاي 25/0 59/0 51/0 1 همدلي 15/0 58/0 26/0 65/0 1
1 0/39 0/36 0/35 0/28
ت نحوة دريس 32/0 توان علمي 29/0
انضباطآموزشي 17/0

1 0/64 0/34 0/39 0/32 0/22
1 0/20 0/21 0/40 0/40 0/36 0/26
تحليل همبستگي كانوني1 يا متعارف
همبستگي كانوني، در حقيقت، همبستگي بين يك مجموعة متغير وابسته و يك مجموعة متغيـرمستقل است. همان گونه كه رگرسيون چندمتغيره روابط بين مجموعه اي از متغير هاي مسـتقل رابا يك متغير وابسته بررسي مي كند، همبستگي كانوني نيز روابط بين تعدادي متغير مسـتقل را بـاتعدادي متغير وابسته بررسي مـ ي كنـد . مجـذور همبسـتگي كـانوني درصـد واريـانس مجموعـةمتغير هاي وابسته را كه به وسيلة مجموعة متغيرهاي مستقل تبيين مي شود نشان مـي دهـد . ايـنهمبستگي روابط بين دو مجموعة متغيرها را نشان مي دهد نه يك همبستگي بين تك تك آنها را. منطق حاكم بر اين روش ب هدست آوردن تركيب خطي متغير هاي هر يك از مجموعه هاي فوق است؛ ب ه طوري كه همبستگي بين دو تركيب خطي محاسبهشده به حداكثر برسد. امـا ايـن روشفقط با محاسبة يك همبستگي كانوني بين مجموعه اي از متغيرها به اتمام نمي رسد، بلكه ممكن است، با توجه به متغير هاي مورد استفاده، چندين جفت تركيب خطي به دسـت آيـد. تعـداد متغيـركانوني به دست آمده بر اساس تعداد متغيـر هـاي مجموعـة كوچـك مـورد نظـر تعيـين مـي شـود (كلانتري، 1389).
معنيداري مدل كامل2 تحليل همبستگي كانوني
حداقل سطح معني داري قابل قبول براي تجزيه و تحليل داده ها 5 درصـد اسـت كـه بـه عنـوانسطح معني داري رايج در تعيين معني داري يك ضـريب همبسـتگي اسـت و رايـج تـرين آزمـون معنيداري آزمون معني داري F است كه، علاوه بر اين، آزمون هايي به طور جداگانه براي هر تابع كانوني به كار ميرود و در بررسي معني داري ريشههاي بـه دسـت آمـده مـي تـوان از يـك آزمـونچندمتغيري براي معني داري همـة ريشـه هـاي (توابـع ) كـانوني اسـتفاده كـرد . جـدول3 نتـايجآزمونهاي معنيداري براي مدل كامل تحليل همبستگي كانوني را نشان م يدهد.
جدول 3. آزمونهاي معنيداري براي مدل كامل تحليل همبستگي كانوني
سطح معني داري F خطا DF DF فرضيه مقدار نام آزمون
0/000 7/64 582 15 0/493 آزمون اثر پيلاري
0/000 11/07 572 15 0/871 آزمون اثر هتلينگ
0/000 9/30 530 15 0/524 آزمون لامبداي ويلكز
– – – – 0/453 آزمون بزرگترين ريشه روي
ـــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــ
Canonical correlation
Full modell
همان طور كه در جدول 3 ملاحظه مي شود، معني داري مقـدار لامبـداي ويلكـز (000/0P<، 07/11= F، و 52/0= λ) نشان مي دهد كه با احتمال 99 درصد بين دو مجموعه متغير همبستگي كانوني وجود دارد. البته، لامبداي ويلكز مقدار واريانسي را نشـان مـي دهـد كـه بـا مـدل تبيـين نميشود، در نتيجه، λ-1 اندازة اثر1 مدل كامل را در ماتريس r آشكار ميسازد. بر اين مبنا، انـدازة اثر دو تابع كانوني اين تحليل برابر با 48/0= 52/0-1 است. اندازة اثر مقـدار واريـانس مشـتركبين دو دسته متغير است كه مدل كامل قادر به تبيين آن است، بنابراين، مدل به دست آمده نشـان ميدهد كه يك منبع واريانس مشترك وجود دارد كه هم پراشي دو دستة متغير را تبيين مي كنـد .
ميزان اين واريانس 48/0 است. در اين پژوهش 48/0 واريانس بـين خود شـكوفايي ، روابـط بـينفردي، عزت نفس، مسئوليت پذيري، و همدلي بـا روش هـاي تـدريس ، تـوان علمـي، و انضـباطآموزشي را تبيين مينمايد.
نخستين قدم آماري در تحليل كانوني استخراج يك يا تعداد بيشتري تـابع كـانوني اسـت در.
اين پژوهش، با توجه به اينكه متغير ملاك سه مؤلفه داشت، تعداد ريشهها يا توابع استخراج شـدهبه همان ميزان است (سه تابع كانوني). ابعاد كانوني، كه متغير هاي كانوني2 نيز ناميده مـي شـوند، متغير هاي ي پنهاني اند كه با عوامل ب ه دستآمده در تحليل عاملي3 قابل قياس هستند. براي بررسي معني داري توابع، به مقدار واريانسي كه هر تابع تبيين م يكند توجه ميشود. بزرگـي رابطـه بـينجفت تركيب خطي با ضريب همبستگي متعارف يا كانوني نشان داده ميشود. مجذور اين ضريب مقدار واريانس يك متغير كانوني را كه با متغير كانوني ديگري تبيين شده نشان مي دهد. مجـذوراين ضريب همچنين ممكن است مقدار واريانس مشترك بين دو متغير كانوني ناميده شود. جدول 4 خصوصيات توابع حاصل از تحليل كانوني را در اين پژوهش نشان ميدهد.
جدول 4. ويژگي هاي توابع حاصل از تحليل كانوني
مجذور همبستگي همبستگي كانوني درصد تجمعي درصد مقدار ويژه شمارة تابع
0/453 0/673 95/29 95/29 0/830 1
0/024 0/157 98/22 2/92 0/025 2
0/015 0/123 100 1/77 0/015 3

ـــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــ
Effect Size
Canonical variates
factor Analysis
همان گونه كه در جدول 4 ملاحظه مي شـود ، مجـذور همبسـتگي كـانوني (R2c ) توابـع بـهترتيب برابر با 453 ،/0 024 ،/0 و 015/0 است. توابعي كه كمتر از 10 درصـد واريـانس را تبيـيننمايند بايد كنار گذاشته شوند و قابل تفسير نيستند (شري و هنسان، 2005). بنـابراين، تـابع اول45 درصد از واريانس مشترك را تبيين مي كنـد و تفسـير مـي شـود و توابـع دوم و سـوم تفسـيرنمي شوند.
علاوه بر روش فوق، آزمون معني داري توابع به كمك تحليل كاهش بعد1 نيز بـه پژوهشـگراجازه مي دهد تا به كمك چيدمان سلسله مراتبي توابع معني داري آنها را آزمون نمايـد . جـدول5 نتايج تحليل كاهش بعد توابع سه گانة اين پژوهش را نشان مي دهد.
جدول 5. نتايج تحليل كاهش بعد براي توابع كانوني
سطح معني داري DF خطا DF فرضيه F لامبداي ويلكز شمارة تابع
0/000 530 15 9/307 0/524 1
0/445 386 8 0/988 0/960 2
0/394 194 3 0/999 0/984 3

همان طور كه در جدول 5 مشاهده مي شود، بر اساس نتايج آزمون F فقط يك مورد از توابـعك انوني معن ي دار اس ت (0001/0 < F = 9/307 ،P، و 524/0=λ) و دوم ين ت ابع (445/0=P ، 988/0 = F، و 960/0= λ) و ســومين تــابع (394/0= F =0/984 ،P، و 984/0= λ) معنــي دار نيستند. در اين پژوهش سه بعد كانوني درنظر گرفته شد و محاسبه گرديد و فقط يكي از آنهـا از نظر آماري معني دار است. اولين آزمون ابعاد به اين امر مي پردازد كه آيا هر سه بعد به دستآمده از نظر آماري معني دار هستند؟ (0001/0P < و 307/9 = F). آزمون هاي بعـدي ترك يـب ابعـاد دو و سه را از نظر معني داري آماري آزمايش مـي نما يـد (05/0P > و 445/0 = F). و بـالاخره آخـرين آزمون به اين موضوع ميپردازد كه آيا سومين بعد به تنهايي از نظر آماري معنيدار است يـاخير؟ (05/0P > و 394/0 = F). در اين تحقيق فقط يك بعد از نظر آماري معنـي دار اسـت و دو بعـد ديگر معني دار نيستند.
يافته هاي فرضية اول پژوهش
بررسي فرضية اصلي پژوهش (رابطة بـين مجموعـه مؤلفـه هـاي هـوش هي جـاني بـا مجموعـه مؤلفه هاي ارزشيابي آموزشي استادان) از طريق تحليل متغير هاي كانوني امكانپذير است. تحليل
ـــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــ
1. Dimension reduction analysis
متغير هاي كانوني از طريق بررسي ضرايب استاندارد و ساختاري صورت مي پذيرد. همان طور كـهداده هاي جدول 3 نشان مي دهد، فرضية پژوهش تأييد مي شود و توان علمـي ، نحـوة تـدريس، و انضباط آموزشي با خودآگاهي، خودتنظيمي، خودانگيزي، مهارت هاي اجتمـاعي ، و همـدلي قابـل پيش بيني و داراي رابط ة معني داري است.
جدول 6 ضريب استاندارد، ضريب ساختاري، و مجذور آن ها (يا واريانس تبيينشده) را نشـان ميدهد.
در اين جدول بار كانوني يا ساختاري نشانة همبستگي متغير با متغير كـانوني اسـت. ضـرايبكانوني استانداردشده همانند ضرايب رگرسيون استانداردشده در تحليـل رگرسـيون انـد و اهميـتمتغير را در مجموعه نشان ميدهند. ذكر اين نكته لازم است كه مجموعه ها در تحليل همبستگي كانوني همانند متغير هاي مكنون در مدل يابي معادلات ساختاري يا تحليل عاملي هستند كـه بـه آنها متغير كانوني مي گويند (هومن، 1385). براي شناسايي متغير هاي معنادار در مجموعههـا يـامتغير هاي كانوني، تاباچينك و فيدل (2007) و شري و هنسان (2005) توصيه ميكنند كه فقـطبايد به متغير هاي داراي ضرايب كانوني بالاي 30/0 و بيشتر توجه كرد و آنها را تفسير نمود.
جدول 6. ضرايب استاندارد، ساختاري، و مجذور آن ها در تابع اول
مجذور ضريب
ساختاري (%) ضريب ساختاري (باركانوني) ضريب استاندارد متغير
0/522 0/723 0/500 نحوة تدريس
0/456 0/676 0/269 توان علمي
0/509
0/714 0/45 0/637
انضباط آموزشي
0/266 0/516 0/197 خودآگاهي
0/289 0/538 0/166 خودتنظيمي
0/522 0/723 0/415 خودانگيزي
0/654 0/809 0/255 مهارت هاي اجتماعي
0/649 0/806 0/596 همدلي

جدول 6 نشان مي دهد كه در تابع اول متغير هـاي خطـي مـلاك1 عبـارت انـد از روش هـايتدريس، توان علمي، و انضباط آموزشي. از طرف ديگر، در اين تابع هر پنج متغير هوش هيجاني ـ
ـــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــ
1. Synthetic criterion variable
به ترتيب مهارت هاي اجتماعي، همدلي، خودانگيزي، خودتنظيمي، و خودآگاهي ـ در متغير خطـيپيش بين داراي اهميت و سهيم اند. به بيان ديگر، تا اينجا نتايج نشان مي دهد كه، طبق تـابع اول، نحوة تدريس، توان علمي، و انضباط آموزشي بـا مهـارت هـاي اجتمـاعي ، همـدلي ، خـودانگيزي،خودتنظيمي، و خودآگاهي بهتر پيش بيني ميشوند. بنابراين، فرضية اصـلي تحقيـق حاضـر تأييـد ميشود.
براي تعيين ارتباط ميزان عوامل مؤثر بر ارزشيابي عملكرد آموزشي استادان جهت افزايش يـاكاهش مؤلفه هاي ارزشيابي آموزشي از ضرايب افزونگي استفاده شد كه در آن درجـة همپوشـانيبين دو مجموعه از متغير ها مشخص مي شود. ميزان افزونگـي بـالاي ضـرايب كـانوني نشـان ازتوانايي بالاي آن ها در پيش بيني متغير هاي وابسته دارد.
بر اساس جدول 7، نسبت واريانس هاي توضيح داده شدة مؤلفههاي ارزشيابي عملكرد آموزشي به وسيلة متغير هاي اصلي پژوهش 23 درصد و نسبت واريانس هاي توضيح داده شـدة متغيـر هـاياصلي توسط مؤلفههاي ارزشيابي عملكرد آموزشي 22 درصد ارزيابي شد.
جدول 7. شاخص افزونگي كانوني براي اولين تابع كانوني
ضريب افزونگي متغير هاي مقابل تابع كانوني
23 مؤلفههاي ارزشيابي عملكرد آموزشي به وسيلة متغير هاي اصلي
22 متغير هاي اصلي به وسيلة مؤلفههاي ارزشيابي عملكرد آموزشي

فرضية فرعي اول: بر اساس مؤلفه هاي هوش هيجاني مـي تـوان تغ ييـرات نحـوة تـدر يس را پيش بيني كرد.
براي بررسي فرضيههاي فرعي پژوهش از طريق رگرسيون چندگانه اي كـه در مـتن تحليـلهمبستگي كانوني ارائه مي شود استفاده شد. جدول 8 يافتههايِ فرضية دوم را نشان مي دهد.
جدول 8. نتايج تحليل رگرسيون چندگانه بين مؤلفههاي هوش هيجاني با نحوة تدريس
خطاي استاندارد سطح معني داري t Beta متغيرهاي پيش بين
0/064 0/005 2/83 0/19 خودآگاهي
0/068 0/722 -0/35 -0/02 خودتنظيمي
0/822 0/050 1/97 0/16 خودانگيزي

در این سایت فقط تکه هایی از این مطلب با شماره بندی انتهای صفحه درج می شود که ممکن است هنگام انتقال از فایل ورد به داخل سایت کلمات به هم بریزد یا شکل ها درج نشود

شما می توانید تکه های دیگری از این مطلب را با جستجو در همین سایت بخوانید

ولی برای دانلود فایل اصلی با فرمت ورد حاوی تمامی قسمت ها با منابع کامل

اینجا کلیک کنید

0/126 0/575 0/56 0/05 مهارت هاي اجتماعي
0/099 0/001 3/37 0/29 همدلي
همان گونه كه در جدول 8 مشاهده مي شـود، خودآگـاهي (01/0t=2/83 ،P<، و 19/0=β) و همدلي (01/0P<، 37/3، و 29/0=β) ب ه طور معني داري نحوة تدريس را پـيش بينـي مـي كننـد .
بنابراين، فرضية دوم تأييد مي شود.
فرضية فرعي دوم: بر اساس مؤلفه هاي هـوش هي جـاني مـي تـوان تغ ييـرات تـوان علمـي را پيش بيني كرد.
همان گونه كه در جدول 9 مشاهده مي شود، خودآگـاهي (05/0t=2/055 ،P<، و 14/0=β)، مه ارته اي اجتم اعي (05/0t=2/ 283 ،P<، و 22/0=β)، و هم دلي (05/0t=2 /227 ،P<، و 20/0=β) به طور معني داري توان علمي را پيش بيني مي كنند. بنابراين، فرضية دوم پژوهش تأييد مي شود.
جدول 9. نتايج تحليل رگرسيون چندگانه بين مؤلفههاي هوش هيجاني با توان علمي
خطاي استاندارد سطح معني داري T Beta متغير هاي پيش بين
0/053 0/041 2/055 0/14 خودآگاهي
0/056 0/212 -1/252 -0/10 خودتنظيمي
0/067 0/119 1/564 0/13 خودانگيزي
0/104 0/023 2/283 0/22 مهارت هاي اجتماعي
0/082 0/027 2/227 0/20 همدلي

فرضية فرعي سوم: بر اساس مؤلفههاي هوش هيجاني مي توان تغييرات انضـباط آموزشـي را پيش بيني كرد.
همـان طـور كـه در جـدول 10 ملاحظـه مـي شـود، خـودانگيزي (01/0t = 3/085 ،P<، و
25/0= β) و همدلي (01/0t = 3/530 ،P<، و 31/0 = β) ب ه طور معني داري انضباط آموزشـي را پيش بيني مي كنند.
جدول 10. نتايج تحليل رگرسيون چندگانه بين مؤلفههاي هوش هيجاني با انضباط آموزشي
خطاي استاندارد سطح معني داري t Beta متغير هاي پيش بين
0/043 0/876 -0/156 -0/011 خودآگاهي
0/046 0/203 -1/276 -0/107 خودتنظيمي
0/055 0/002 3/085 0/255 خودانگيزي
0/084 0/166 1/391 0/133 مهارت هاي اجتماعي
0/066 0/001 3/530 0/312 همدلي
نتيجهگيري و پيشنهادها
هدف پژوهش حاضر بررسي رابطة هوش هيجاني با ارزشيابي عملكرد آموزشي استادان دانشـگاهاروميه بود. نتايج پژوهش حاضر نشـان داد بـين متغيـر هـاي پـيش بـين كـانوني ــ خودآگـاهي ، خودتنظيمي، خودانگيزي، مهارت هاي اجتماعي، و همدلي ـ و متغير هاي ملاك ـ نحـوة تـدريس،انضباط آموزشي، و توان علمي اسـتادان ـ ارتبـاط معنـي داري وجـود دارد. از سـوي ديگـر، نتـايجپژوهش نشان داد متغير هاي مستقل مي توانند تغييرات متغيرهاي وابسته را پيش بيني كنند.
تحليل همبستگي كانوني در رابطه با دو مجموعه متغير كانوني در خصوص ارزشيابي عملكرد آموزشي بيانگر اين مطلب است كه 23 درصد از واريـانس متغيـر هـاي وابسـته (نحـوة تـدريس،انضباط آموزشي، و توان علمي) با متغير هاي هوش هيجاني قابل توضيح است و، از سوي ديگـر، 22 درصد واريانس مؤلفههاي اصلي پژوهش با متغير هاي وابسته تبيين مـيشـود . بنـابراين، اگـر استادان دانشگاه از مفاهيم هوش هيجاني آگاهي بيشتري داشته باشند و بتوانند از آن بـه هنگـام تدريس و ارتباط با همكاران و دانشجويان به موقع و مناسب استفاده كن نـد، در نحـوة تـدريس و بازدهي آن و همچنين بالابردن عملكردشـان و ايجـاد انگيـزه در دانشـجويان بـراي يـادگيري وتلاش بيشتر مؤثر خواهد بود؛ اين يافتهها با يافته هاي پژوهش هاي انجام گرفته، از جمله اوكينزكا (2005)، پون (2008)، فـريمن و بلـس (2005)، امـين بيـدختي (1389)، نـاظم (1387)، عبـدي
(1389)، نورايي (1389)، سيدكلان (1387 ،) و نيك پور و همكاران (1389) همسوست.
نتايج فرضيههاي فرعي پژوهش نشان داد كه مؤلفههاي خودآگـاهي، همـدلي، مهـارت هـاياجتماعي، و خودانگيزي پيش بيني كنندههاي خوبي براي متغير هاي ملاك انضباط آموزشي، تـوانعلمي، و نحوة تدريساند. روشها و فنون تدريس از مكانيسمهاي مـؤثر در يـاددهي ـ يـادگيري به شمار ميروند. در اين ميان درك و فهم مخاطب و يادگيرندگان (همدلي) و اعتماد بـه نفـس و
داشتن آگاهي هيجاني (خودآگاهي) توسط استادان ميتواند گام مهمي در بالابردن سطح عملكرد آموزشي باشد، همچنان كـه در ا يـن تحق يـق نيـز خودآگـاهي و همـدلي بـه ترت يـب بـا ضـرا يب (19/0= β و 29/0= β) پيش بيني كنندة خوبي براي تدريس اند. از سـوي ديگـر ، داشـتن توانـايي تأثيرگذاري بر ديگران (مهارت هاي اجتماعي) به همراه دو مؤلفة خودآگاهي و همدلي در استادان دانشگاه نشان از توان علمي آنان است، زيرا استادان دانشگاه، به لحاظ سطح اطلاعـات علمـي و پرداختن به مسائل تربيتي و فني، بايد توانايي تأثيرگذاري را داشـته باشـند . در ا يـن تحق يـق ن يـز مهارتهاي اجتماعي با ضريب 22/0 = β به همراه خودآگـاهي و همـدلي بي شـترين تـأثير را در پيش بيني توان علمي داشته است. بنابراين، با آگاهي از فنون ارتباطي، روش هاي نفوذ، و رهبـري در كلاس درس ميتوان مخاطبان را تحت تأثير قرار داد. مؤلفة خودانگيزي در ا يـن تحق يـق بـه ميزان 25/0 = β به همراه همدلي در انضباط آموزشـي تأثيرگـذار بـود . خـودانگ يزي بـه معنـاي داشتن ابتكار و خوشبيني است و از ابزار هاي مهم، به ويژه در مراكـز علمـي و آموزشـ ي، داشـتنِ صفت پسنديدة خوش بيني نسبت به همكاران، دانشجويان، و مؤسسة آموزش عالي است. هـوش هيجاني در پرتو ابتكار عمل و به كارگيري روش هاي نوين آموزشـي و تـدر يس و داشـتن نظـم و انضباط مي تواند در بهبود عملكرد آموزشي مؤثر واقع شود. بنابراين، استادان دانشـگاه در صـورت داشتنِ آشنايي لازم با مؤلفه هاي هوش هيجاني، از جمله توانايي شـناخت اسـتعداد هـاي درونـي خويش، توجه به احساسات و عواطف دانشجويان و همكاران، خود را عضوي مؤثر و درخورِ احترام در فعاليت هاي گروه معرفيكردن، ارزش قائل شدن به مقام و جايگاه علمي خويش، مي تواننـد در بهبود عملكرد آموزشي گامهاي مؤثري بردارند.
پيشنهادهاي كاربردي
همان طور كه نتايج تحقيق نشان داد بين هـوش هي جـاني و عملكـرد آموزشـي اسـتادان رابطـة معنيداري وجود دارد و هوش هيجاني عملكرد آموزشي را تحت تـأثير قـرار مـيد هـد. بنـابراين، پيشنهاد مي شود براي بهبـود و آشـنايي بي شـتر بـا هـوش هي جـاني دوره هـاي آموزشـي توسـط متخصصان برگزار شود و اين آموزش ها، به منزلة بخشي از راهبرد هـاي منـابع انسـاني، با يـد در خصوص چگونگي كنترل و بالابردن توانايي هاي هوش هيجاني استادان متمركز شود.
با توجه به اهميت همدلي، كه در اين تحقيق اهميت بسيار زيادي دارد، مديران آموزش عالي بايد مباحث آموزشي را در دستور كار خود قرار دهند و ا يـن مهـم از طر يـق برنامـه هـايي انجـاممي شود، نظير تقويت و اي جـاد ارتبـاط بي شـتر بـين اسـتادان و دانشـجويان، تشـكيل گـروههـا و انجمن هاي علمي و آموزشي رسمي و غيررسمي، كه باعث بالارفتن تعلقات هي جـاني و احسـاس دوستي و تفاهم در ميان آنها و، در نهايت، نوعي همـدلي ، انسـجام هيجـان ي، و حـس هم يـاري ميشود.
خودانگيزي و، به عبارتي، داشتنِ صفت پسنديدة خوشبيني و انگيزة پيشرفت و ابتكار در اين تحقيق مؤلفة ديگري بود كه بعد از همدلي اهميت بـالايي را بـه خـود اختصـاص داد. بنـابرا ين، پيشنهاد ميشود در فرايند جذب و استخدام استادان، يعني تلاش براي انتخـاب فـرد اصـلح ، بـه مباحث رواني و روحي ويژه، از جمله احساسات و تجربيات عاطفي، نـوع دوسـت ي، خـوش بينـ ي، و داشتن روحية تعاون و همكاري، توجه ويژه اي شود و صرف تخصص و مدرك تحصـ يلي را نبا يـد ملاك قرار داد.
براي ارزشيابي كارآمدتر مي تـوان اقـدام كـر د بـه تشـكيل كارپوشـة تـدر يس هـر مـدرس و فراهمنمودن مستنداتي دربارة اهداف، سرفصل هاي درس، منابع و محتواي معرفي شده، وسـايل و مواد مورد استفاده، روش ها و راهبرد هاي تدريس و نمونـه تكـال يف و فعال يـت هـاي دانشـجويان، برگـزاري دوره اهـ ي توجيـه اهميـت و جايگـاه ارزيـابي يـا ارزشـيابي عملكـرد آموزشـي بـراي نهادينه نمودن فرهنگ ارزيابي در دانشگاه ها و اهميت دادن به نتايج ارزشيابي و استفادة به موقع از مكانيسم هاي تشويقي مادي و معنوي و در شأن استادان دانشگاهها.
منابع
امين بيدختي، ع. (1389). رابطة بين هوش هيجاني با رضايت شغلي كاركنـان ادارات دولتـي شهرسـتانسمنان، فصلنامة رهبري و مديريت آموزشي، 4 3(): 46-31.
بادله، م.ت.؛ چركزي، ع.؛ حسيني، س.ع.؛ روحي، ق.؛ ثناگو، ا. و جعفري، س.ي. (1390). عوامل تأثيرگذار بر عملكرد اساتيد در تدريس دروس نظري ار ديدگاه دانشجويان گلستان، مجلة توسعه پـژوهش در پرستاري و مامايي، 9 2(): 64-56.
بختياري، م. (1388). بررسي رابطه بين هوش هيجاني مـديران مـدارس دولتـي و غيردولتـي آمـوزش و
پرورش منطقه 18 تهران با استراتژيهاي مديريت تعارض آنهـا . پايـان نامـه كارشناسـي ارشـد، دانشگاه اروميه.


دیدگاهتان را بنویسید