تنیدگی تحصیلی، خودکارآمدی تحصیلی و عملکرد تحصیلی در دانشجویان

تاریخ دریافت مقاله: 21/1/92

                                                                        تاریخ تصویب مقاله: 26/7/92

تنیدگی تحصیلی، خودکارآمدی تحصیلی و عملکرد تحصیلی در دانشجویان

دکتر علیرضا آقایوسفی*، علی خدایی** و دکتر امید شکری***

چکیده

مطالعة حاضر با هدفِ آزمون الگوی اثرات میانجیگر باورهای خودکارآمدی تحصیلی در رابطة تنیدگی تحصیلی و پیشرفت تحصیلی در بین دانشجویان انجام شد. در مطالعة همبستگی حاضر، 319 نفر از دانشجویان مقطع کارشناسی دانشگاه پیام نور استان کردستان (138 پسر و 181 دختر)، به پرسشنامة باورهای خودکارآمدی تحصیلی (ASEBQ؛ زاژاکووا، لینچ و اسپنشاد، 2005) و پرسشنامة تنیدگی تحصیلی (ASQ؛ زاژاکووا و همکاران، 2005) پاسخ دادند. در این مطالعه، بر اساس منطق پیشنهادی بارون و کنی (1986)، به منظور آزمون اثر میانجیگر باورهای خودکارآمدی تحصیلی در رابطة تنیدگی تحصیلی و پیشرفت تحصیلی، از رویکرد مبتنی بر تحلیل رگرسیون استفاده شد. نتایج ماتریس همبستگی نشان داد که رابطة بین تنیدگی تحصیلی با خودکارآمدی تحصیلی و پیشرفت تحصیلی، منفی و معنادار و رابطة بین باورهای خودکارآمدی تحصیلی و پیشرفت تحصیلی، مثبت و معنادار بود. نتایج تحلیل رگرسیون نشان داد که باورهای خودکارآمدی تحصیلی، رابطة تنیدگی تحصیلی ادراک شده و پیشرفت تحصیلی دانشجویان را به‌طور نسبی میانجیگری کرد. همچنین، نتایج تحلیل رگرسیون نشان داد که در الگوی میانجیگری باورهای خودکارآمدی تحصیلی، در مجموع، متغیرهای پیش‌بین، 34 درصد از واریانس متغیر پیشرفت تحصیلی دانشجویان را تبیین کردند. نتایج پژوهش حاضر نشان می‌دهد که بخشی از تمایز اندازه‌های پیشرفت تحصیلی دانشجویان در مواجهه با تنشگرهای تحصیلی، از طریق تفاوت در میزان باورهای خودکارآمدی تحصیلی آن‌ها قابل تبیین است.

واژه‌های کلیدی: تنیدگی تحصیلی ادراک شده، باورهای خودکارآمدی تحصیلی، پیشرفت تحصیلی، تحلیل میانجیگر.

مقدّمه

شواهدِ تجربی مختلف نشان داده‌اند که در شرایط کنونی، موقعیت‌‌های پیشرفت به مثابة مهمترین بسترهای تجربة هیجانات پیشرفت[1] قلمداد می‌شوند (گوئتز، پکران، هال و هاگ[2]، 2006؛ گوئتز، فرنزل، هال و پکران، 2008؛ هوانگ[3]، 2011؛ بوریک و سوریک[4]، 2012). تعدادِ قابل ملاحظه‌ای از محققان علاقمند به قلمرو مطالعاتی تجارب تحصیلی تنیدگی‌‌زا، با اتخاذ رویکردی فرایندی به مطالعة تنیدگی، به منظور تبیین تمایز در پاسخ به عوامل تنیدگی‌زا در بافت‌های تحصیلی، نقش میانجیگر سازه‌های روان‌شناختی چندگانه‌ای مانند: تاب‌آوری (ویلکس[5]، 2008؛ ویلکس و اسپیوی[6]، 2009)، سرسختی (هیستاد، اید، لابرگ، چانسن و بارتون[7]، 2009)، حمایتِ اجتماعی (ویلکس، 2008؛ ویلکس و اسپیوی، 2009؛ هیمان[8]، 2006؛ اکسیا[9]، 2013)، ازریابی‌های شناختی (جاکوبی، توسیتو و فری[10]، 2007؛ حجت، گونلا، اردمن و وگل[11]، 2003؛ گوائرتز و گریگوایر[12]، 2004) و سبک‌های مقابله با تنیدگی (استراترز، پری و مینس[13]، 2000؛ کاراتزیاس، پاور، فلیمینگ، لنان و سوانسون[14]، 2002؛ بکر[15]، 2003؛ سارید، آنسون، یاری و مارگالیت[16]، 2003) را بررسی کرده‌اند. علاوه بر این، تعداد دیگری از محققان علاقمند به مفهومِ محوری«کیفیتزندگیتحصیلی»، از طریق تأکید بر الگوی نشانگرهایعینی - در برابر الگوی نشانگرهای ذهنی - به منظور مطالعة پسایندهای مواجهه با تجارب تحصیلی تنیدگی‌زا، الگوی تجارب پیشرفت یادگیرندگان را کانون توجه خود قرار داده‌اند (یاچا، کوالسکی و کراس[17]، 2009؛ کاراتزیاس و همکاران، 2002؛ شکری، کدیور، نقش، غنایی و دانشورپور، 1386). بر این اساس، پژوهشِ حاضر در نظر دارد که همسو با برخی شواهد تجربی، از طریق اتخاذ رویکردی فرایندی، نقش با اهمیتِ متغیر باورهای خودکارآمدیِ تحصیلی را در پیش‌بینی الگوی تجارب پیشرفت دانشجویان در مواجهه با رخدادهای تحصیلی تنیدگی‌زا آزمون کند (زاژاکووا، لینچ و اسپنشاد[18]، 2005؛ اسمیت و رنک[19]، 2007؛ رایت، جنکینس ـ گارنری و مورداک[20]، 2013). به بیان دیگر، پژوهش حاضر در صدد پاسخ به این سؤال است که آیا باورهای خودکارآمدی تحصیلی، رابطة بین تجارب تحصیلی تنیدگی‌زا و الگوی تجارب پیشرفت دانشجویان را میانجیگری[21] می‌کند؟

تنیدگی فراگیر[22] ـ به مثابة یک حالت برانگیختگی روان‌‌شناختی مستمرـ نتیجة فزونی یافتن مطالبات موقعیتی بر توانایی‌‌های انطباقی افراد است (زاژاکووا و همکاران، 2005). علاوه بر این، تنیدگی به شناختارها و هیجان‌های ادراک شده درونی و تنشگرها[23] به مطالبات موقعیتی؛ مانند رخدادِ شدید یا دردِ مداوم اشاره می‌کنند (همان). کلینگ، بایرس ـ وینستون و باکن[24] (2008) در تعریف تنیدگی تحصیلی بر ارزیابی فرد، مبنی بر تجربة ناهماهنگی بین درک از مطالبات موقعیت‌های تحصیلی و منابع درون‌فردی تأکید کردند. همسو با تأکید بلامنازع یافته‌های محققان مختلف دربارة اثرگذاری کیفیت تجارب هیجانی یادگیرندگان بر الگوی پیشرفت آنها در موقعیت‌های تحصیلی و با عنایت به روند رو به رشد تجارب، مطالعة رابطة بین تجارب تحصیلی تنیدگی‌زا و الگوی پیشرفت تحصیلی دانشجویان، یک ضرورت پژوهشی اجتناب‌ناپذیر است (چاو[25]، 2007؛ درامو، لیچ و لیوریت[26]، 2009؛ وائز و لفلامی[27]، 2008؛ اسکوران، وستر و آزن[28]، 2004؛ آکگان و سیاروشی[29]، 2003؛ میسرا، مک کین، وست و راسو[30]، 2000). مرور دقیق یافته‌های این پژوهش‌ها بر رابطة منفی بین تنیدگی تحصیلی و پیشرفت تحصیلی تأکید می‌کند.

علاوه بر این، مرور پیشینة تجربی مربوط به تعیین‌کننده‌های فردی الگوی تجارب پیشرفت در موقعیت‌های تحصیلی، از نقش بااهمیت باورهای خودکارآمدی تحصیلی حمایت کرده‌اند (آکوملاف، اْگانماکین و فسوتا[31]، 2013؛ گوری[32]، 2006؛ لیندلی و بارگن[33]، 2002؛ نیهاس، روداسیل و آدلسن[34]، 2012). بنابراین، همسو با شواهد تجربی مختلف دربارة نقش محوری سازه باورهای خودکارآمدی تحصیلی، در بافت مطالعاتی تجارب تحصیلی تنیدگی‌زا، پژوهش حاضر در صدد پاسخ به این سؤال است که آیا تمایز در میزان برخورداری از باورهای خودکارآمدی تحصیلی، در تبیین سطوح متمایز تأثیر باورهای خودکارآمدی تحصیلی بر الگوی تجارب پیشرفت یادگیرندگان، اثرگذار است (سیفرت[35]، 2004).

مرور دقیق شواهد تجربی و نظری نشان می‌دهد که باورهای خودکارآمدی، به مثابة یکی از سازه‌های روان‌شناختی مرتبط با قلمرو موضوعی مدیریت تجارب تنیدگی‌زا، همواره مورد عنایت محققان بوده‌است (سیفرت، 2004). سازة خودکارآمدی، بیانگر توانایی فرد در ایجاد نتایج خوشایند است (تاکاکی، نیشی، شیمویاما، اینادا، ماتسویاما، کومانو و کوبوکی[36]، 2003). به بیان دیگر، خودکارآمدی به باور فرد دربارة قابلیت خود در تجهیز منابع شناختی و انگیزشی و اراده برای کنترل یک رخداد مشخص اشاره می‌کند (بندورا، باربارانیلی، پاستوریلی، کاپرارا[37]، 1999). بندورا و همکاران (2001) خاطرنشان ساختند که خودکارآمدی ادراک شده، از یک طرف بر توانایی فرد در انطباق و مواجهة منعطف با موقعیت‌های دشوار و از طرف دیگر بر اشتیاق، تفکر تحلیلی و پشتکار او در تجربة شکست تأثیر دارد. باورهای خودکارآمدی، به مثابة اطمینان فرد بر توانایی خود در مقابله و مدیریت موقعیت‌های پیچیده، بر واکنش‌های مختلف نسبت به تجربة تنشگرهای تحصیلی از قبیل اهداف آتی، اتخاب رفتارها و الگوهای انگیزشی غالب مؤثر هستند (لوزو[38]، 1996؛ مک‌وارتر، هاکت و بندالوس[39]، 1998).

زیمرمن[40] (2000) اشاره می‌کند که سازة خودکارآمدی، چند بُعدی است. بنابراین، اندازة اثرِ آن، با توجه به قلمرو مطالبات، متفاوت است. بر این اساس، برخی از محققان تأکید کرده‌اند که ارزیابی سازة خودکارآمدی، وابسته به بافت نتایج انجام شود. بنابراین، برخی محققان تأکید کرده اند که در موقعیت‌های تحصیلی، اندازه‌گیری خودکارآمدی تحصیلی در مقایسه با خودکارآمدی کلی، از اهمیت بیشتری برخوردار است (زاژاکووا و همکاران، 2005؛ پاجارس[41]، 1996). خودکارآمدی تحصیلی بر توانایی دانشجو یا دانش‌آموز در انجام موفقیت‌آمیز تکالیف تحصیلی اشاره می‌کند. پاره‌ای از مطالعات نشان داده‌اند که در موقعیت‌های تحصیلی، خودکارآمدی تحصیلی در مقایسه با اندازه‌های کلی‌تر خودکارآمدی، بر نتایج تحصیلی اثر بیشتری دارد (بونگ[42]، 2001؛ مالتن، براون و لنت[43]، 1991). در همین خصوص، برخی از مطالعات دیگر نشان داده‌اند که خودکارآمدی تحصیلی در مقایسه با اندازه‌‌های کلی‌تر خودکارآمدی، به طور باثباتی الگوی تلاش و پیشرفت دانشجویان را پیش‌بینی می‌کند (لیندلی و برگن[44]، 2002). بندورا (1995) تأکید می‌کند که باورهای خودکارآمدی، از طریق افزایش انگیزش و پشتکار دانشجویان برای تسلط بر تکالیف تحصیلی چالش‌انگیز و همچنین به کمک تسهیل در استفادة کارآمد از دانش و مهارت‌های آموخته شده، بر نتایج تحصیلی دانشجویان یا دانش‌آموزان مؤثر واقع می‌شوند.

علاوه بر این، نتایج برخی مطالعات نشان داده‌اند که باورهای خودکارآمدی تحصیلی، تلاش و مقاومت دانشجویان در مواجهه با مطالبات زندگی تحصیلی را افزایش می‌دهند (بایرس-  وینستون و فؤاد[45]، 2008؛ لنت، براون، برینر، چپرا، دیویس، تالرند و استکاران[46]، 2001). گفتنی است که نتایج مطالعة لوزو و مک‌وارتر (2001) بر نقش بااهمیت باورهای خودکارآمدی در غلبه بر چالش‌های تحصیلی تأکید می‌کند. افزون بر این، دانشجویان با احساس خودکارآمدی در غلبه بر موانع ادراک‌شدة مرتبط با عوامل تنیدگی‌زا در دوران تحصیل خود، موفق‌تر عمل می‌کنند. آکین[47] (2008) نیز نشان داد که خودکارآمدی، اثر منفی مستقیمی بر تنیدگی ادراک شدة دانشجویان دارد. نتایج تحلیل مدل‌یابی معادلات ساختاری[48] در مطالعة زاژاکووا و همکاران (2005) نشان داد که در پیش‌بینی عملکرد تحصیلی دانشجویان، باورهای خودکارآمدی تحصیلی در مقایسه با تنیدگی تحصیلی، از اهمیت نسبی بالاتری برخوردار است. در تعدادی از مطالعات دیگر، همبستگی منفی بین خودکارآمدی و تنیدگی، از متوسط تا قوی به‌دست آمد (تورس و سلبرگ، 2001).

براساس شکل 1، در پژوهش حاضر، همسو با شواهد تجربی مختلف، نقش تفسیری باورهای خودکارآمدی تحصیلی در مطالعة الگوی پیشرفت تحصیلی دانشجویان در مواجهه با تجارب تنیدگی‌زاآزمون می‌شود.

براساس شکل فوق، همسو با پیشنهاد بارون و کنی (1986)، آزمون الگوی اثرات میانجیگر باورهای خودکارآمدی تحصیلی در رابطة تنیدگی تحصیلی و پیشرفت تحصیلی، مستلزم آزمون گزاره‌های پژوهشی ذیل است:

1-   بین تنیدگی تحصیلی و خودکارآمدی تحصیلی رابطة منفی وجود دارد.

2-   بین خودکارآمدی و عملکرد تحصیلی رابطة مثبت وجود دارد.

3-   متغیرِ خودکارآمدی تحصیلی، رابطة تنیدگی و عملکرد تحصیلی را میانجیگری می‌کند.

روش تحقیق

تحقیق حاضر، توصیفی و از نوع همبستگی است. بر اساس منطق پیشنهادی بارون و کنی (1986) به منظور آزمون الگوی اثرات میانجیگر باورهای خودکارآمدی تحصیلی در رابطة تنیدگی تحصیلی و الگوی پیشرفت تحصیلی سه معادلة رگرسیونی تشکیل می‌شود. معادلة اول: پیش‌بینی متغیر برآمد پیشرفت تحصیلی از طریق متغیر پیش‌بین تنیدگی تحصیلی، معادلة دوم: پیش‌بینی متغیر میانجیگر خودکارآمدی تحصیلی از طریق تنیدگی تحصیلی و معادلة سوم: پیش‌بینی متغیر برآمد، از طریق متغیرهای تنیدگی تحصیلی و خودکارآمدی تحصیلی به طور همزمان.

جامعة آماری پژوهش حاضر شامل کلیة دانشجویان دختر و پسر مقطع کارشناسی دانشگاه‌‌‌‌‌‌های پیام نور استان کردستان بودند. در این پژوهش، 319 دانشجوی مقطع کارشناسی (138 پسر (%3/43) و 181 دختر (%7/56)) به صورت تصادفی برای عضویت در گروه نمونه انتخاب شدند. همچنین، در پژوهش حاضر، با توجه به حجم کثیر جامعة آماری، گروه نمونة روش نمونه‌گیری چندمرحله‌ای[49]، از بین مناطق پانزده‌گانة استان انتخاب شدند. میانگین کلی سن دانشجویان 05/23 (06/3 =SD، دامنه = 28-19)، میانگین سنی دانشجویان پسر 33/22 (50/2=SD، دامنه = 26-20) و میانگین سنی دانشجویان دختر 60/23 (32/3=SD، دامنه = 28-19) بود.

ابزار پژوهش

الف) پرسشنامة باورهای خودکارآمدی تحصیلی: زاژاکووا و همکاران (2005) نسخة جدید پرسشنامة خودکارآمدی تحصیلی را با الگوگیری از مقیاس تحصیلی میلدستون (لنت و همکاران، 1986؛ نقل از زاژاکووا و همکاران، 2005) و فهرست خودکارآمدی کالج (سولبرگ و همکاران، 1993؛ نقل از زاژاکووا و همکاران، 2005) توسعه دادند. در این پرسشنامه، مفهوم باورهای خودکارآمدی تحصیلی از طریق 27 تکلیف مربوط به دانشگاه اندازه‌گیری می‌شود. در این مقیاس، از مشارکت‌کنندگان خواسته می‌شود تا میزان اطمینان خود را در انجام موفقیت‌‌آمیز هر یک از 27 تکلیف دانشگاهی بر اساس یک مقیاس 10 درجه‌ای لیکرت از «کاملاً نامطمئن» (1) تا «کاملاً مطمئن» (10) مشخص نمایند. در پژوهش زاژاکووا و همکاران (2005) نتایج تحلیل عامل تأییدی، چهار عامل: اطمینان به توانایی خود در انجام تکالیف در کلاس درس، اطمینان به توانایی خود در انجام تکالیف بیرون از کلاس، اطمینان به توانایی خود در تعامل با دیگران در دانشگاه و اطمینان به توانایی خود در مدیریت کار، خانواده و دانشگاه را نشان داد. در مطالعة شکری، طولابی، غنایی، تقوایی‌نیا، کاکابرایی و فولادوند (1390) نتایج تحلیل مؤلفه‌های اصلی با استفاده از چرخش اوبلیمین ـ که با هدف آزمون ساختار عاملی پرسشنامة باورهای خودکارآمدی تحصیلی بر روی نمونه‌ای از دانشجویان ایرانی (100 پسر و 184 دختر) انجام شد ـ نشان داد که ASEBQاز چهار عامل اطمینان به توانایی خود در انجام موفقیت‌آمیز تکلیف در کلاس[50]، اطمینان به توانایی خود در انجام موفقیت‌آمیز تکالیف در بیرون از کلاس[51]، اطمینان به توانایی خود در تعامل با دیگران در دانشگاه[52] و اطمینان به توانایی خود در مدیریت موفقیت‌آمیز کار، خانواده و دانشگاه[53] تشکیل شده‌‌است. در پژوهش شکری و همکاران (1390)، ضریب همسانی درونی عامل کلی باورهای خودکارآمدی تحصیلی و چهار عامل: اطمینان به توانایی خود در انجام موفقیت‌آمیز تکلیف در کلاس، اطمینان به توانایی خود در انجام موفقیت‌آمیز تکالیف در بیرون از کلاس، اطمینان به توانایی خود در تعامل با دیگران در دانشگاه و اطمینان به توانایی خود در مدیریت موفقیت‌آمیز کار، خانواده و دانشگاه به ترتیب برابر با 94/0، 88/0، 85/0، 83/0 و 72/0 به‌دست آمد. در این پژوهش، ضریب همسانی درونی عامل کلی باورهای خودکارآمدی تحصیلی برابر با 92/0 به‌دست آمد.

ب) پرسشنامة تنیدگی تحصیلی ادراک شده: زاژاکووا و همکاران (2005) نسخة جدید پرسشنامة تنیدگی تحصیلی را با الگوگیری از مقیاس تحصیلی میلستون (لنت و همکاران، 1986؛ نقل از زاژاکووا و همکاران، 2005) توسعه دادند. در این مقیاس مفهوم تنیدگی تحصیلی از طریق 27 تکلیف مربوط به دانشگاه اندازه‌گیری می‌شود. در مقیاس تنیدگی تحصیلی از مشارکت‌کنندگان خواسته می‌شود که میزان تنیدگی‌زایی هر یک از 27 تکلیف را بر روی یک مقیاس 11 درجه‌ای لیکرت از «به هیچ وجه تنیدگی‌زا نمی‌باشد» (0) تا «کاملاً تنیدگی‌زا می‌باشد» (10)، تعیین کنند. در مطالعة شکری، نوری، فراهانی و مرادی (1389)، نتایج تحلیل مؤلفه‌های اصلی با استفاده از چرخش اوبلیمین ـ که با هدف آزمون ساختار عاملی پرسشنامة تنیدگی تحصیلی بر روی نمونه‌ای از دانشجویان ایرانی (100 پسر و 184 دختر) انجام شد ـ نشان داد که ASQاز چهار عامل: دشواری عملکرد تحصیلی در کلاس[54]، دشواری عملکرد تحصیلی در بیرون از کلاس[55]، دشواری تعامل در دانشگاه[56] و دشواری مدیریت کار، خانواده و دانشگاه[57] تشکیل شده‌است. شاخص‌های برازش تحلیل عامل تأییدی بر اساس نرم افزار لیزرل[58]، وجود عوامل چهارگانه را تأیید کرد. همچنین، نتایج تحلیل عامل تأییدی نشان داد که در این نمونه، الگوی چند بُعدی ASQ، یک الگوی اندازه‌گیری قابل قبول است. همبستگی منفی و معنی‌دار بین نمره کلی تنیدگی تحصیلی و نمره کلی خودکارآمدی تحصیلی، ‌روایی همگرای ASQرا تأیید کرد. در مطالعة شکری و همکاران (1389)، ضرایب آلفای کرونباخ عامل کلی تنیدگی تحصیلی ادراک شده و زیرمقیاس‌های دشواری عملکرد تحصیلی در کلاس، دشواری عملکرد تحصیلی در بیرون از کلاس، دشواری تعامل در دانشگاه و دشواری مدیریت کار، خانواده و دانشگاه به ترتیب برابر با 95/0، 85/0، 83/0، 82/0، 74/0 به‌دست آمد. در این پژوهش، ضریب همسانی درونی تنیدگی تحصیلی ادراک شده برابر با 88/0 به‌دست آمد.

ج) در این پژوهش از میانگین درسی دانشجویان به‌عنوان شاخص عینی پیشرفت تحصیلی آنها استفاده شد.

شیوه‎ اجرای پژوهش

در این پژوهش، به منظور جمع‌آوری داده‌ها، محققان ابتدا از طریق یک عبارت درخواستی[59] به حضور داوطلبانه مشارکت‌کنندگان در مطالعه اشاره کردند و به دنبال آن هدف مطالعه به اختصار بیان شد. در این مطالعه، مشارکت کنندگان به صورت گروهی به سؤالات پاسخ دادند. با توجه به تعداد کل سؤال‌ها (54 سؤال)، برای مشارکت‌کنندگان در هر دو نمونه، بین 30-20 دقیقه زمان منظور شد. در نهایت، پس از گردآوری داده‎ها و ورود آنها به رایانه، تحلیل داده‎ها با استفاده از نرم‎افزار آماری SPSS انجام شد.

یافته‌ها   
     جدول 1 اندازه‌های توصیفی میانگین و انحراف استاندارد متغیرهای مطالعة حاضر را به تفکیک برای دانشجویان دختر و پسر نشان می‌دهد.

جدول شمارة 1: شاخص‌های توصیفی میانگین و انحراف استاندارد متغیرهای پژوهش در دانشجویان دختر و پسر

جدول 2 مقادیر همبستگی بین متغیرهای مطالعة حاضر را برای کل نمونه نشان می‌دهد. نتایج جدول 2 نشان می‌دهد که رابطة بین تنیدگی تحصیلی ادراک شده با باورهای خودکارآمدی تحصیلی و پیشرفت تحصیلی، منفی و معنادار و رابطة بین باورهای خودکارآمدی تحصیلی با پیشرفت تحصیلی، مثبت و معنادار است.

جدول شمارة 2: ماتریس همبستگی متغیرهای پژوهش برای کل دانشجویان

01 /0**P<                    

همان‌طور که پیشتر اشاره شد، پژوهش حاضر با هدف آزمون نقش میانجیگر باورهای خودکارآمدی تحصیلی در رابطة تنیدگی تحصیلی ادراک شده و پیشرفت تحصیلی انجام شد. بارون و کنی (1986) تأکید کردند، برای این‌که متغیری به‌عنوان متغیر میانجیگر عمل کند، باید دارای شرایط زیر باشد:

1)     بین متغیر میانجیگر و متغیر پیش‌‌بین، همبستگی معنادار باشد.

2)     بین متغیر میانجیگر و متغیر ملاک، همبستگی معنادار باشد.

3)   با کنترل اثر متغیر میانجیگر، رابطة بین متغیر مستقل و ملاک، تضعیف شود و میزان این تضعیف با میزان اثر متغیر میانجیگر رابطه نشان دهد.

قبل از انجام تحلیل، برخی از مهمترین مفروضه‌های طرح تحلیل رگرسیون، مانند رابطة خطی و بهنجار بودن توزیع از طریق ترسیم نمودارهای پراکندگی، بررسی و تأیید شد. علاوه بر این، در پژوهش حاضر، مفروضة هم‌خطی چندگانة[60] متغیرهای پیش‌بین، برای تشکیل معادلة رگرسیونی نهایی بررسی شد. نتایج مربوط به این مفروضه نشان داد که متغیرهای پیش‌بین از تحمل[61] قابل قبولی برخوردار هستند.

طبق دیدگاه بارون و کنی (1986) آزمون میانجیگری یک منبع مطالعاتی در رابطة بین دو متغیر مستلزم برآورد سه معادلة رگرسیونی است. در معادلة اول، متغیر پیشرفت تحصیلی از طریق متغیر تنیدگی تحصیلی ادراک شده، پیش‌بینی شد. در این بخش، نتایج تحلیل رگرسیون خطی نشان داد که تنیدگی تحصیلی ادراک شده، %23 از واریانس نمرات پیشرفت تحصیلی دانشجویان را تبیین می‌کند (01/0p<,69/94=_317و1F). همچنین، نتایج نشان می‌دهد که رابطة بین تنیدگی تحصیلی ادراک شده و پیشرفت تحصیلی دانشجویان منفی و معنادار بود (48/0-=b).

در معادلة دوم، متغیر باورهای خودکارآمدی تحصیلی از طریق متغیر تنیدگی تحصیلی ادراک شده پیش‌بینی شد. در این بخش، نتایج تحلیل رگرسیون خطی نشان داد که تنیدگی تحصیلی ادراک شده، %58 از واریانس نمرات باورهای خودکارآمدی تحصیلی را تبیین می‌کند (01/0p<,82/433=_317و1F). همچنین، نتایج نشان می‌دهد که رابطة بین تنیدگی تحصیلی ادراک شده و پیشرفت تحصیلی دانشجویان منفی و معنادار بود (76/0-=b).

در معادلة سوم، متغیر پیشرفت تحصیلی از طریق متغیرهای تنیدگی تحصیلی ادراک شده و باورهای خودکارآمدی تحصیلی پیش‌بینی شد. در این بخش، نتایج تحلیل رگرسیون خطی نشان داد که تنیدگی تحصیلی ادراک شده و باورهای خودکارآمدی تحصیلی، %30 از واریانس نمرات پیشرفت تحصیلی را تبیین کردند (01/0p<,41/69=_316و2F).

جدول شمارة 3: جدول خلاصة تحلیل رگرسیون خطی برای آزمون میانجیگری خودکارآمدی تحصیلی

نتایج جدول 4 نشان می‌دهد که پس از تفکیک سهم متغیر باورهای خودکارآمدی تحصیلی از پراکندگی مشترکِ تنیدگی تحصیلی با پیشرفت تحصیلی، نیرومندی رابطة بین متغیر تنیدگی تحصیلی ادراک شده و پیشرفت تحصیلی کاهش یافت. از آنجا که پس از تفکیک پراکندگی مشترک بین متغیرهای تنیدگی تحصیلی ادراک شده و خودکارآمدی تحصیلی، باورهای خودکارآمدی تحصیلی به طور معناداری بخشی از پراکندگی اندازه‌های پیشرفت تحصیلی را تبیین می‌کنند؛ بنابراین، در مطالعة حاضر، رابطة بین تجارب تحصیلی تنیدگی‌زا و نمرات پیشرفت تحصیلی دانشجویان، از طریق خودکارآمدی تحصیلی به طور نسبی میانجیگری می‌شود.

جدول شمارة 4: پیش‌بینی پیشرفت تحصیلی بر اساس خودکارآمدی تحصیلی و

تنیدگی تحصیلی

بحث و نتیجه‌گیری
     پژوهش حاضر با هدف آزمون الگوی اثرات میانجیگر باورهای خودکارآمدی تحصیلی در رابطة بین تجارب تحصیلی تنیدگی‌زا و پیشرفت تحصیلی دانشجویان انجام شد. در پژوهش حاضر، نتایج تحلیل رگرسیون نشان داد که همسو با یافته‌های مطالعات یاچا و همکاران (2009)، آکین (2008)، کاراتزیاس و همکاران (2002) و شکری و همکارن (1386)، بین تنیدگی تحصیلی ادراک شده با باورهای خودکارآمدی تحصیلی و پیشرفت تحصیلی، رابطة منفی و معنادار و همسو با یافته‌‌های آکوملاف و همکاران (2013)، نیهاس و همکاران (2012)، بایرس ـ وینستون و فؤاد (2008)، گوری (2006) و سیفرت (2004) بین باورهای خودکارآمدی تحصیلی و الگوی پیشرفت تحصیلی دانشجویان، رابطة مثبت و معنادار وجود دارد. علاوه بر این، نتایج پژوهش حاضر نشان داد که باورهای خودکارآمدی تحصیلی، رابطة بین تنیدگی تحصیلی و پیشرفت تحصیلی دانشجویان را به طور نسبی میانجیگری کرد. در نهایت، نتایج پژوهش حاضر نشان داد که حدود 30 درصد از الگوی پراکندگی نمرات پیشرفت تحصیلی دانشجویان از طریق متغیرهای پیش‌بین باورهای خودکارآمدی تحصیلی و تجارب تحصیلی تنیدگی‌زا تبیین شد.

همسو با پیشنهاد سیفرت (2004) رابطة مثبت بین باورهای خودکارآمدی و پیشرفت تحصیلی در بین یادگیرندگان، از طریق تأکید بر رابطة بین باورهای خودکارآمدی تحصیلی و رفتارهای وابسته به تجارب پیشرفت مانند: پردازش شناختی[62]، انگیزش، خودارزشمندی[63] و انتخاب فعالیت‌ها قابل تبیین است. یادگیرندگان کارآمد در مقایسه با یادگیرندگان ناکارآمد به احتمال بیشتری خودگردان[64]، راهبردی[65] و علاقمند به استفاده از فراشناخت هستند. علاوه بر این، در حالی که یادگیرندگان ناکارآمد از مواجهه با تکالیف چالش‌انگیز یا دشوار اجتناب می‌کنند، یادگیرندگان کارآمد به انجام مسائل چالش‌انگیز یا دشوار علاقمند هستند. در نهایت، یادگیرندگان کارآمد بیشتر رفتارهای انطباقی و در حد تسلط و در مقابل، یادگیرندگان ناکارآمد رفتارهای مبتنی بر عملکرد از خود نشان می‌دهند.

در این پژوهش، بمنظور تبیین نقش میانجیگر باورهای خودکارآمدی تحصیلی در رابطة تنیدگی تحصیلی و پیشرفت تحصیلی دانشجویان، طبق دیدگاه لازاروس[66] (1999)، بر نقش محوری و تعیین‌‌کنندة باورهای خودکارآمدی تحصیلی در ارزیابی مطالبات محیطی مورد توجه قرار می‌گیرد. لازاروس (1999) تأکید کرد که افراد مطالبات بیرونی را به صورت «تهدیدآمیز» یا «چالشی» ارزیابی می‌‌کنند. شواهد پژوهشی نشان می‌دهند که افراد با باورهای خودکارآمدی بالا، مطالبات را بیشتر به صورت چالشی ارزیابی می‌کنند (چمرس، هو و گارسیا، 2001؛ پنتریچ و دگروت، 1990). وقتی که یک تکلیف به صورت چالش‌انگیز ارزیابی می‌شود، فرد به احتمال زیاد از یک راهبرد مقابله‌ای کارآمد استفاده می‌کند و در مواجهه با موانع احتمالی، برای انجام تکلیف، مقاومت بیشتری از خود نشان می‌دهد. بنابراین، خودکارآمدی از طریق اثرگذاری بر ادراک فرد از مطالبات موقعیتی، رابطة بین تنشگرهای بیرونی و تنیدگی روان‌شناختی را میانجیگری می‌کند (بندورا، 1995). چمرس و همکاران (2001) با استفاده از الگوی تحلیل مسیر، نشان دادند که اثر خودکارآمدی تحصیلی بر تنیدگی از طریق ارزیابی‌های مبتنی بر چالش و یا تهدید به طور کامل میانجیگری می‌شود. علاوه بر این، شواهد پژوهشی نشان می‌دهد که باورهای خودکارآمدی، تلاش و مقاومت دانشجویان برای مواجهه با مطالبات زندگی تحصیلی را افزایش می‌دهد (بایرس - وینستون و فؤاد، 2008؛ لنت و همکاران، 2001). گفتنی است که نتایج مطالعات لوزو و مک‌وارتر (2001)، بر نقش بااهمیت باورهای خودکارآمدی در غلبه بر چالش‌های تحصیلی تأکید می‌کنند. افزون بر این، دانشجویان با احساس خودکارآمدی در غلبه بر موانع ادراک شدة مرتبط با عوامل تنیدگی‌زا در دوران تحصیل خود، موفقتر عمل می‌کنند. نتایج پژوهش آکین (2008) نیز نشان داد که خودکارآمدی بر تنیدگی ادراک شدة دانشجویان اثر مستقیم منفی دارد.

علاوه بر این، نتایج پژوهش حاضر همسو با یافته‌های مطالعات ویلکس (2008)، ویلکس و اسپیوی (2009)، هیستاد و همکاران (2009)، ویلکز (2008)، ویلکز و اسپیوی (2009)، هیمان (2006)، جاکوبی و همکاران (2007)، حجت و همکاران (2003)، کاراتزیاس و همکاران (2002)، بکر (2003) و سارید و همکاران (2003) در قلمرو مطالعاتی مدل فرایندی تجارب تحصیلی تنیدگی‌زا و پسایندهای چندگانة مواجهه با این تجارب، ضرورت تأکید بر ایدة آزمون متغیرهای واسطه‌ای متمایزکنندة پاسخ ترجیحی افراد به تجارب تنیدگی‌زا در موقعیت‌های پیشرفت را به طور تجربی حمایت می‌کند. نتایج پژوهش حاضر با تأکید بر واسطه‌مندی مدل اثرات باورهای خودکارآمدی در رابطة بین تنیدگی تحصیلی و الگوی تجارب پیشرفت تصیلی متعاقب رویارویی با تنیدگی تحصیلی، نشان می‌دهد که باورهای خودکارآمدی، بخشی از تمایز و پراکندگی در پاسخ ترجیحی به عوامل تنیدگی‌زای تحصیلی را تبیین می‌کند. با استناد به شواهد نظری و تجربی موجود، به منظور تبیین نقش واسطه‌ای باورهای خودکارآمدی تحصیلی در رابطة بین تنیدگی تحصیلی و پیشرفت تحصیلی بر مفروضة «بسط[67]» در قلمرو مطالعاتی تنیدگی ـ مقابله تأکید می‌شود (شوارز و کنول[68]، 2007). در فرضیه بسط تأکید می‌شود که ظرفیت مدیریت پرکیفیت واکنش‌های هیجانی و فیزیولوژیک به رخدادهای تنیدگی‌زا در موقعیت‌های مختلف از طریق تقویت باورهای خودکارآمد، منابع مقابله‌‌ای فرد را وسعت قرار می‌دهد. بر اساس فرضیة بسط، وسعت یافتن منابع مقابله‌ای به طور قابل ملاحظه‌ای الگوی آسیب‌پذیری فرد در مواجهه با رخدادهای تنیدگی‌زا را کاهش می‌دهد.

با وجود آنکه نتایج مطالعة حاضر، اطلاعات ارزشمندی را دربارة نقش باورهای خودکارآمدی تحصیلی در تبیین تفاوت‌های مشاهده شده در الگوی پسایندهای عینی مواجهه با تجارب تنیدگی‌زا در بافت‌های تحصیلی‌کننده در بین دانشجویان فراهم کرده‌است؛ اما برخی از محدودیت‌های مطالعة حاضر، تعمیم‌پذیری نتایج آن را با محدودیت مواجه می‌کند: اول، نتایج مطالعة حاضر همچون بسیاری از مطالعات دیگر به‌دلیل استفاده از ابزارهای خودگزارشی به جای مطالعة رفتار واقعی، ممکن است مشارکت کنندگان را به استفاده از شیوه‌های مبتنی بر کسب تأیید اجتماعی و اجتناب از بدنامی مربوط به عدم کفایت فردی ترغیب کند. به بیان دیگر، به‌منظور تأیید مقیاس‌های خودگزارشی از مشاهدة رفتاری و دیگر شاخص‌های بالینی استفاده نشد. دوم، در مطالعة حاضر به‌‌منظور تحلیل روابط بین متغیرهای پندگانه در الگوی مفهومی پیشنهاد شده، از یک طرح مقطعی[69] استفاده شد. بنابراین، تکرار و بسط این یافته‌ها مستلزم بکارگیری طرح‌های طولی است. بر این اساس، تحلیل نقش تبیینی باورهای خودکارآمدی تحصیلی در رابطة بین عوامل تنیدگی‌زای تحصیلی و پسایندهای مواجهه با این تجارب، از طریق طرح مطالعات طولی، برای محققان علاقمند به این قلمرو پژوهشی، یک اولویت پژوهشی بااهمیت و محوری قلمداد می‌شود. سوم، در پاره‌ای از مطالعات، برخی از محققان به منظور تبیین تفاوت مشاهده شده در الگوی تجارب تحصیلی تنیدگی‌زا و پسایندهای این تجارب بر نقش تعدیل‌کنندة متغیر جمعیت‌شناختی جنس تأکید کرده‌اند (میسرا و کاستیلو[70]، 2004). بنابراین‏‏، یکی دیگر از محدودیت‌های پژوهش حاضر این است که آزمون الگوی واسطه‌مندی باورهای خودکارآمدی تحصیلی، براساس الگوی مفهومی پیشنهاد شده، در دو جنس مقایسه نشده‌است. بدون شک، انجام این مهم مستلزم پیشنهاد و آزمون یک الگوی میانجیگری تعدیل شده[71]‌است.

در مجموع، نتایج مطالعة حاضر، ضمن افزودن قطعة دیگری به شواهد تجربی موجود در قلمرو مطالعاتی تجارب تحصیلی تنیدگی‌زا، بر اهمیت نقش عامل درون‌فردی باورهای خودکارآمدی تحصیلی در پیش‌بینی پسایندهای مواجهه با رخدادهای تنیدگی‌زا در بافت‌های تحصیلی تأکید می‌کند. به بیان دیگر، نتایج پژوهش حاضر تأکید می‌کند که باورهای خودکارآمدی تحصیلی در پیش‌بینی و تبیین چگونگی الگوی اثرگذاری مواجهه با تجارب تنیدگی‌زای تحصیلی بر الگوی پیشرفت تحصیلی دانشجویان، از نقش بااهمیتی برخوردار است. همچنین بخشی از تمایز الگوی پیشرفت دانشجویان در مواجهه با تجارب تحصیلی تنیدگی‌زا، از طریق باورهای خودکارآمدی تحصیلی قابل تبیین است. بنابراین، نتایج این پژوهش همسو با یافته‌های مطالعة دینتر، داچی و سیگرس[72] (2011)، بر ضرورت و اهمیت اجتناب‌ناپذیر طرح برنامه‌های آموزشی مبتنی بر دیدگاه شناختی اجتماعی، با هدف بسط و گسترش باورهای خودکارآمدی از طریق سرمایه‌گذاری مناسب بر روی منابع چهارگانة: تجربة تسلط[73]، تجربة جانشینی[74]، اقناع‌های اجتماعی[75] و حالت‌های هیجانی فیزیولوژیک[76] بیش از پیش تأکید می‌کند.

منابع

1. شکری، ا؛ کُرمی‌نوری، ر؛ فراهانی، م. ن و مرادی، ع. ر (1389). آزمون ساختار عاملی و ویژگی‌های روان سنجی نسخة فارسی پرسشنامة استرس تحصیلی. مجلة علوم رفتاری. سال 4، شماره 4، 283-277.

1. 2.  شکری، ا. کدیور؛ پ. نقش، ز؛ غنایی، ز و دانشورپور، ز. (1386). صفات شخصیت، استرس تحصیلی و عملکرد تحصیلی. فصلنامه مطالعات روان‌شناختی. دوره 3‏، شماره 3.

3. شکری، ا؛ غنایی، ز؛ طولابی، س؛ تقوایی‌نیا، ع؛ کاکابرایی، ک و فولادوند، خ. (1390). مطالعة روان‌سنجی پرسشنامة باورهای خودکارآمدی تحصیلی. مجلة مطالعات آموزش و یادگیری. دورة 3، شمارة 2، 61-45.

1. Akgun, S., & Ciarrochi, J. (2003). Learned resourcefulness moderates the relationship between academic stress and academic performance. Educational Psychology, 23, 287-294.
2. Akin, A. (2008). Self-efficacy, achievement goals, and depression, anxiety, and stress: a structural equation modeling. Word Applied Sciences Journal, 3 (5), 725-732.
3. Akomolafe, M. J., Ogunmakin, A. O., & Fasooto, G. M. (2013). The Role of Academic Self-Efficacy, Academic Motivation and Academic Self-Concept in Predicting Secondary School Students’ Academic Performance. Journal of Educational and Social Research, 3 (2), 335-342.
4. Baker, S. R. (2003). A prospective longitudinal investigation of social problem-solving  appraisals on adjustment to university, stress, health, and academic motivation and performance. Personality and Individual Differences, 35, 569-591.
5. Bandura, A. (1995). Exercise of personal and collective efficacy in changing societies. In: Bandura, A. (ed.), Self-efficacy in Changing Societies, Cambridge University Press, Cambridge MA.
6. Bandura, A., Barbaranelli, C., Caprara, G. V., & Pastorelli, C. (2001). Self-efficacy beliefs as shapers of children’s aspirations can career trajectories. Child Development, 72 (1), 187-206.
7. Baron, R. M., & Kenny, D. A. (1986). The moderator-mediator variable distinction in social psychological research: Conceptual, strategic, and statistical consideration. Journal of Personality and Social Psychology, 51, 1173-1182.
8. Bong, M. (2001). Role of self-efficacy and task-value in predicting college students’ course performance and future enrollment intentions. Contemporary Educational Psychology, 26(4), 553–570.
9. Burić, I., & Sorić, I. (2012). The role of test hope and hopelessness in self-regulated learning: Relations between volitional strategies, cognitive appraisals and academic achievement. Learning and Individual Differences, 22, 523–529.
10. Byars-Winston, A. M., & Fouad, N. A. (2008). Math and science social cognitive variables in college students: Contributions of contextual factors in predicting goals. Journal of Career Assessment, 16, 425–440.
11. Chemers, M. M., Hu, L.-T., and Garcia, B. F. (2001). Academic self-efficacy and first-year college student performance and adjustment. Journal of Educational Psychology, 93(1), 55–64.
12. Chow, H. P. (2007). Psychological well-being and scholastic achievement among university students in a Canadian prairie city. Sociology Psychology Education, 10, 483−493.
13. Deroma, V., Leach, J., & Leverett, J. (2009). The relationship between depression and college academic performance. College Student Journal, 43, 325−334.
14. Giacobbi Jr., P. R., Tuccitto, D. E., & Frye, N. (2007). Exercise, affect, and university students’ appraisals of academic events prior to the final examination period. Psychology of Sport and Exercise, 8, 261–274.
15. Goetz, T., Frenzel, N. C., Hall, N. C., & Pekrun, R. (2008). Antecedents of academic emotions: Testing the internal/external frame of reference model for academic enjoyment. Contemporary Educational Psychology, 33, 9–33.
16. Goetz, T., Pekrun, R., Hall, N., & Haag, L. (2006). Academic emotions a social-cognitive perspective: Antecedents and domain specificity of students^, affect in the context of Latin instruction. British Journal of Educational Psychology, 76, 289-308.
17. Gore, P. A. (2006). Academic self-efficacy as a predictor of college outcomes: Two incremental validity studies. Journal of Career Assessment, 14, 92-115.
18. Heiman, T. (2006). Social support networks, stress, sense of coherence and academic stress of university students with learning disabilities. Social Psychology of Education, 9, 461-478.
19. Hojat, M., Gonnella, J. S., Erdmann, J. B., & Vogel, W. H. (2003). Medical students’ cognitive appraisal of stressful life events as related to personality, physical well-being, and academic performance: A longitudinal study. Personality and Individual Differences, 35, 219-235.
20. Huang, C. (2011). Achievement Goals and Achievement Emotions: A Meta-analysis. Educational Psychology Review, 23, 359–388.
21. Hystad, S. W., Eid, J., Laberg, J. C., Johnsen, B. H., & Bartone, P. T. (2009). Academic stress and health: Exploring the moderating role of personality hardiness. Scandinavian Journal of Educational Research, 53, 421–429.
22. Karatzias, A., Power, K. G., Fleming, J., Lennan, F., & Swanson, V. (2002). The role of demographics, personality variables and school stress on predicting school satisfaction/dissatisfaction: Review of the literature and research findings. Educational Psychology, 22(1), 33-50.
23. Klink, J. L., Byars-Winston, A., & Bakken, L. L. (2008).Coping efficacy and perceived family support: potential factors for reducing stress in premedical students. Medical Education, 42, 572–579.
24. Lazarus, R. S. (1999). Stress and emotion: A new synthesis. New York: Springer.
25. Lent, R. W., Brown, S. D., Brenner, B., Chopra, S. B., Davis, T., Talleyrand, R., Suthakaran, V. (2001). The role of contextual supports and barriers in the choice of math ⁄ science educational options: a test of social cognitive hypotheses. Journal of Counseling Psychology, 48 (4), 474–83.
26. Lin, S. H., & Huang, Y. C. (2013). Life stress and academic burnout. Active Learning in Higher Education, 27, 1–14.
27. Lindley, L. D., & Borgen, F. H. (2002). Generalized self-Efficacy, Holland theme self-efficacy, and academic performance. Journal of Career Assessment, 10, 301-314.
28. Luzzo, D. A. (1996). Exploring the relationship between the perception of occupational barriers and career development. Journal of Career Development, 22 (4), 239–248.
29. Luzzo, D. A., McWhirter, E. H. (2001). Sex and ethnic differences in the perception of educational and career-related barriers and levels of coping efficacy. Journal of Counseling Development, 79 (1), 61–67.
30. McWhirter, E. H., Hackett, G., Bandalos, D. L. (1998). A causal model of the educational plans and career expectations of Mexican American high school girls. Journal of Counseling Psychology, 45 (2):166–81.
31. Misra, R. & Castillo, L. (2004). Academic Stress among College Students: Comparison of American and International Students. International Journal of Stress Management,11, 132-148.
32. Misra, R., McKean, M., West, S., & Tony, R. (2000). Academic Stress of College Students: Comparison of Student and Faculty Perceptions. College Student Journal, 34(2), 236-246.
33. Multon, K. D., Brown, S. D., and Lent, R. W. (1991). Relation of self-efficacy beliefs to academic outcomes: A meta-analytic investigation. Journal of Counseling Psychology, 38(1), 30–38.
34. Niehaus, K., Rudasill, K. M., & Adelson, J. L. (2012). Self-efficacy, intrinsic motivation, and academic outcomes among Latino middle school students participating in an after-school program. Hispanic Journal of Behavioral Sciences, 34(1) 118–136.
35. Pajares, F. (1996). Self-efficacy beliefs in academic settings. Review of Educational Research, 66(4), 543–578.
36. Pintrich, P. R., & De Groot, E. V. (1990). Motivational and self-regulated learning components of classroom academic performance. Journal of Educational Psychology, 82(1), 33–40.
37. Pintrich, P. R., and De Groot, E. V. (1990). Motivational and self-regulated learning components of classroom academic performance. Journal of Educational Psychology, 82(1), 33–40.
38. Sarid, O., Anson, O., Yaari, A., & Margalith, M. (2004). Coping styles and changes in humeral reaction during academic stress. Psychology, Health and Medicine, 9(1), 85-98.
39. Schwarzer, R., & Knoll, N. (2007). Functional roles of social support within the stress and coping process: A theoretical and empirical overview. International Journal of Psychology, 42, 243–252.
40. Seifert, T. L. (2004). Understanding student motivation. Educational Research, 46 (2), 137-149.
41. Skowron, E. A., Wester, S. R., & Azen, R. (2004). Differentiation of self mediates college stress and adjustment. Journal of Counseling and Development, 82, 69−78.
42. Smith, T., & Renk, K. (2007). Predictors of Academic-Related Stress in College Students: An Examination of Coping, Social Support, Parenting, and Anxiety. NASPA Journal, 44 (3), 405-431.
43. Solberg, V. S., Hale, J. B., Villarreal, P., and Kavanagh, J. (1993). Development of the college stress inventory for use with Hispanic populations: A confirmatory analytic approach. Hispanic Journal of Behavioral Sciences, 15(4), 490–497.
44. Struthers, C. W., Perry, R. P., & Menec, V. H. (2000). An examination of the Relationship among Academic Stress, Coping, Motivation, and Performance in College. Research in Higher Education, 41(5), 581-592.
45. Takaki, J., Nishi, T., Shimoyama, H., Inada, T., Matsuyama, N., Kumano, H., & Kuboki, T. (2003). Interactions among a stressor, self-efficacy, coping with stress, depression, and anxiety in maintenance hemodialysis patients. Behavioral Medicine, 29, 107-112.
46. Torres, J. B., & Solberg, V. S. (2001). Role of self-efficacy, stress, social integration, and family support in Latino college student persistence and health. Journal of Vocational Behavior, 59(1), 53–63.
47. Vaez, M., & Laflamme, L. (2008). Experienced stress, psychological symptoms, self-rated health and academic achievement: A longitudinal study of Swedish university students. Social Behavior and Personality, 36, 183−196.
48. van Dinther, M., Dochy, F., & Segers, M. (2011). Factors affecting students' self-efficacy in higher education. Educational Research Review, 6 (2), 95-108.
49. Wright, S. L., Jenkins-Guarnieri, M. A., Murdock, J. L. (2013). Career development among first-year college students: College self-efficacy, student persistence, and academic success. Journal of Career Development, 40(4), 292-310.
50. Wilks, S. E. (2008). Resilience amid academic stress: The moderating impact of social support among social work students. Advances in Social Work, 9, 106-125.
51. Wilks, S. E., Spivey, C. A. (2009).Resilience in Undergraduate Social Work Students: Social Support and Adjustment to Academic Stress. Social Work Education: The International Journal, 14, 1470-1227.
52. Xiao, J. (2013). Academic stress, test anxiety, and performance in a Chinese high school sample: the moderating effects of coping strategies and perceived social support. Unpublished dissertation. Department of Counseling and Psychological Services. Georgia State University.
53. Yucha, C. B., Kowalski, S., & Cross, C. (2009). Student stress and academic performance: Home hospital program. Journal of Nursing Education, 48 (11), 631-637.
54. Zajacova, A., Lynch, S. M., & Espenshade, T. J. (2005). Self-efficacy, Stress, and academic success in college. Research in Higher Education, 46 (6), 678-706.
55. Zimmerman, B. J. (2000). Self-efficacy: An essential motive to learn. Contemporary Educational Psychology, 25(1), 82–91.