Structural Equation Modelling of Educational Citizenship Behaviours Based on Family Emotional Climate and Family Cohesion by the Mediating Role of Academic Ethics

الگوی معادلات ساختاری رفتارهای مدنی تحصیلی بر اساس انسجام و جو عاطفی خانواده با میانجی‌گری اخلاق تحصیلی

چکیده

پژوهش حاضر با هدف الگوی معادلات ساختاری رفتارهای مدنی تحصیلی بر اساس انسجام و جوعاطفی خانواده با میانجی‌گری اخلاق تحصیلی انجام شد. روش تحقیق، توصیفی از نوع همبستگی و جامعه آماری پژوهش شامل کلیه دانش‌آموزان دختر متوسطه دوم شهر خرم‌آباد به تعداد 9981 دانش‌آموز در سال تحصیلی 96-1395 بود که از این میان 240 نفر براساس قاعده سرانگشتی کلاین (2015) تعیین و به روش نمونه‌گیری تصادفی طبقه‌ای نسبی بر حسب ناحیه و پایه تحصیلی انتخاب شدند. برای جمع‌آوری داده‌ها از پرسشنامه‌های اخلاق تحصیلی حسینی‌نژاد و همکاران (1394)؛ رفتار مدنی- تحصیلی گل‌پرور (1389)؛ جو عاطفی خانواده هیل‌برن (1964) و انسجام خانواده سامانی (1381) استفاده شد. داده‌ها با روش آماری همبستگی پیرسون و مدل‌یابی معادلات ساختاری مورد تجزیه و تحلیل قرار گرفتند.یافته‌ها بین انسجام خانواده و اخلاق تحصیلی با رفتارهای مدنی تحصیلی رابطه مثبت نشان دادند (01/0 p<)، ولی جو عاطفی خانواده و رفتارهای مدنی تحصیلی رابطه معنی‌داری را نشان ندادند (05/0< P). همچنین نتایج حاکی از آن بود که انسجام خانواده با نقش میانجی اخلاق تحصیلی می‌تواند رفتارهای مدنی تحصیلی را تبیین کند (01/0 p<). با توجه به نتایج به دست آمده، پیشنهاد می‌شود با ایجاد انسجام در خانواده زمینه تقویت بنیان‌های اخلاقی را در فرزندان فراهم کرد که این امر باعث افزایش رفتارهای مدنی تحصیلی (پایبندی به قواعد، یاری­رسانی و مشارکت، برقراری روابط صمیمانه) در آنان می‌شود.

واژگان کلیدی: اخلاق تحصیلی، انسجام خانواده، جو عاطفی خانواده، رفتارهای مدنی- تحصیلی.

Structural Equation Modelling of Educational Citizenship Behaviours Based on Family Emotional Climate and Family Cohesion by the Mediating Role of Academic Ethics

Abstract

The present study was done with the aim of structural equation modelling of educational citizenship behaviours based on family emotional climate and family cohesion by the mediating role of academic ethics. The research method was descriptive-correlational and the statistical population of the study included all upper secondary girl students in khorramabad city to 9981 students in the academic year 2016-2017, of which the statistical sample size was determined based on the rules of thumb Kline equal to 240 people, which was done by stratified random sampling method and according to district and educational level. . To collect the required data from academic ethics hosseini nezad & et al (2016), educational citizenship behaviours golparvar (2011), family emotional climate questionnaire of Hill Berne (1964) and family cohesion samani (2003) was used. Data were analyzed by Pearson correlation and structural equation modeling.  The findings showed a positive relationship between family cohesion and academic ethics with educational citizenship behaviours (p<0.01), but the family emotional climate and educational citizenship behaviours did not show a significant relationship (p>0.05). Also, the results indicated that family cohesion with the mediating role of academic ethics can explain educational citizenship behaviours (p<0.01). According to the obtained results, it is suggested that by creating cohesion in the family, it provides the basis for strengthening the moral foundations in children, which increases educational citizenship behaviours (adherence to rules, helping and participating, establishing cordial relationships) in them.

Keywords: academic ethics, family cohesion, family emotional climate, educational citizenship behaviours.

مقدمه

در هر کشور مجموعه فعالیت‌های آموزشی را می‌توان سرمایه‌گذاری یک قشر برای قشر دیگر تلقی کرد؛ زیرا در شرایط مناسب، آموزش فرصت و شرایط رشد و پیشرفت را برای همه دانش‌آموزان و دانشجویان جامعه فراهم و داشتن رفتارهای شایسته تحصیلی نشان دهنده  به ثمر رسیدن آن می‌باشد (ثورنبرگ و اوقوز[1]، 2016). اگر آموزش کشور مناسب و با کیفیت باشد، انسان‌های خوبی تربیت می‌کند (سولاس و سوتون[2]، 2018). به دلیل مشکلات فراوان، بخش آموزش در کشورهای در حال توسعه با چالش‌های متعددی مواجه است (سیریگار[3]، 2022). یکی از مشکلات مهم مؤسسات آموزشی رفتارهای غیرمحترمانه موجود می‌باشد، رفتارهای نابهنجاری نظیر ایجاد آشوب در کلاس درس، بی‌توجهی دانش‌آموزان به درس، بی‌احترامی به معلم و سایر محصلین، عدم صداقت و زورگویی محیط یادگیری را تضعیف نموده و منجر به خشونت‌های کاری در آینده می‌گردد (حسینی‌نژاد و همکاران، 1394). تحقیقات نشان می‌دهد رفتارهای مدنی تحصیلی راه نجات بسیاری از ناهنجاری‌ها و همچنین ارتقاء عملکرد تحصیلی دانش‌آموزان است (افرازنده و همکاران، 1401). با توجه به اینکه دانش‌آموزان زیرساخت سازمان‌ها در آینده نزدیک هستند؛ رشد اخلاقی و رفتاری دانش‌آموزان به اندازه‌ی پیشرفت علمی آن‌ها دارای اهمیت است. بررسی و مطالعه رفتار بشر جنبه‌های مختلفی دارد که اغلب مورد توجه صاحب‌نظران است، این رفتارها در شکل نقش‌هایی در سازمان‌ها قانونمند شده و افراد در نقشی که برعهده دارند وظایفی را ایفا می‌کنند اما رفتارهای داوطلبانه‌ای که بر طبق ارزش‌ها انجام می‌شود و فراتر از وظایف قانونی هستند را رفتار شهروندی می‌نامند (خاولا[4] و همکاران، 2022). رفتارهای مدنی آنگاه‌که در دانش‌آموزان مطالعه می‌شود لازم است تحت عنوان اختصاصی رفتارهای مدنی تحصیلی اشاره و بررسی شود. در نگاه جزئی رفتارهای مدنی- تحصیلی[5] به رفتارهایی اطلاق می‌شود که ماهیتی ارادی و اختیاری دارند، جنبه رسمی و تعریف شده در شرح اعمال و رفتارهای تحصیلی دانش‌آموزان ندارند، ولی به واسطه تعامل‌جویی اجتماعی انسان، همراه با انگیزه‌های نوع‌دوستی، یاری‌رسانی، مشارکت فراتر از نقش‌های رسمی و مشارکت در اجرای قوانین، مقررات و رسوم آموزشی به مرحله اجرا در می‌آیند(گورن و یامینی[6]، 2017). هیرشی^[7] (1980) بیان می‌کند که اگر رابطه جوانان با  پدر و مادر، همسالان و معلمان خود مستحکم باشد، در کارهای عرفی درگیر می‌شوند. لذا با توجه به نتایج تحقیقات هیرشی (1980؛ به نقل از میلر[8]و همکاران، 2011) می‌توان گفت، از عوامل بافتی مؤثر بر رفتارهای مدنی- تحصیلی، جو عاطفی خانواده[9] و انسجام خانواده[10] می‌باشد.

بنابراین، خانواده یکی از زمینه‌هایی است که در رفتارهای مدنی تحصیلی فرزندان نقش مؤثری دارد و اهمیت آن به اندازه‌ای است که سلامت و بالندگی هر جامعه به سلامت و رشد خانواده در آن جامعه وابسته است. خانواده و ارتباط والدین و فرزندان ازجمله مواردی است که سال‌ها شایان توجه صاحب‌نظران تعلیم و تربیت بوده است. در همین راستا، نظریه‌پردازان در زمینة نظام خانواده، چارچوب‌های نظری گوناگونی ارائه کرده‌اند؛ ازجمله این چارچوب‌های نظری، تئوری سیستمی خانواده است. انسجام و جوعاطفی خانواده به‌منزلة ابعاد تئوری سیستمی خانواده، قادر به تأثیرگذاری بر فرزندان‌اند و به سهم خود، شیوة رفتار آنها در محیط را تعیین می‌کنند (سلطانی‌بناوندی و همکاران، 1398).

مقصود از جو عاطفی خانواده، شیوه ارتباط و نحوه برخورد اعضای خانواده با هم است. نظر اعضای خانواده نسبت به هم، احساسات و محبت آن‌ها نسبت به هم و نحوه دخالت یا عدم دخالت آن‌ها در فعالیت های یکدیگر و تعامل یا رقابت آن‌ها با هم، بیانگر شیوه ارتباط آن‌ها با هم می باشد (کرسو^[11]، 2007؛ ترجمه صالحی، 1389). کرد و منصوری (1398) در پژوهشی نشان دادند که پشتیبانی خودمختاری والدینی با رفتارهای مدنی-تحصیلی رابطه معنی‌داری دارد. ایروم[12] و همکاران (2020) در پژوهشی نشان دادند که انگیزش و مدنیت خانواده از طریق میانجی‌گری خودکارآمدی بر رفتار شهروندی سازمانی مؤثر می‌باشند. محققانی چون اوکوه[13] (2016) معتقدند که جو عاطفی خانواده از عوامل مرتبط با عملکرد تحصیلی فراگیران می‌باشد؛ زیرا فرزندان در محیط خانواده زبان را یاد می‌گیرند، ارزش‌های اخلاقی را به دست می‌آورند، روابط اجتماعی با دیگران را یاد می‌گیرند و اصول و قواعد اخلاقی را می‌آموزند (کهدویی و همکاران، 1394). روابط بین کودکان و پدر و مادر و بقیه افراد خانواده را می‌توان به عنوان نظام یا شبکه‌ای از قسمت‌هایی دانست که در تعامل متقابل با هم هستند. کودکان، زبان، مهارت‌ها و ارزش‌های اجتماعی و فرهنگی خود را در خانواده می‌آموزند؛ خانواده مکان تشکیل هویت فرد و خاستگاه هویت انسان است (غفاری و سلامی چهاربرج، 2020).

علاوه بر‌ این،  السون[14] (2000)، انسجام خانواده را احساس نزدیکی عاطفی با دیگر افراد خانواده تعریف کرده است. طبق دیدگاه او، دو کیفیت مربوط به انسجام در خانواده، مشتمل بر تعهد و وقت‌گذراندن با همدیگر است. حمایت عاطفی و احترام به همدیگر نیز در این اصطلاح مستتر است، که در بین اعضای خانواده در درجات مختلفی وجود دارد. در خانواده‌های منسجم، موقعیت‌هایی که به یک مسئله یا مشکل منجر می‌شود با  مشارکت افراد و تا حد امکان به روش‌های منطقی حل می‌شود (سانتوس[15] و همکاران، 2017). لازم به ذکر است اگر والدین حمایت‌گر برای کار‌های فرزندان خود ارزش قائل شوند، و مشوق آنها برای حل مسائل باشند، اجازه نظردادن در تصمیم‌گیری‌ها را داشته باشند و روابط درون خانواده بر اساس احترام و آزادی انتخاب و دادن حق تصمیم‌گیری باشد، به احتمال زیاد  شرایط مناسب برای بروز رفتارهای مدنی تحصیلی در فرزندان بوجود می‌آید. در نتیجه نوع والدگری والدین می‌تواند احساس شایستگی و لیاقت، احساس تعلق، مهربان بودن، دوست داشتن، و دوست داشته شدن را در آنها بوجود آورد و مقدمه‌ای برای رفتار توام عشق وعلاقه، کمک‌رسانی و مشارکت با دوستان، همسالان و بقیه اولیاء مدرسه فراهم شود (کرد و منصوری، 1398؛ باکر[16] و همکاران، 2006؛ گانیه و دسی[17]، 2005).

همچنین، یکی از عوامل تأثیرگذار بر رفتارهای مدنی تحصیلی، اخلاق است (گل‌پرور، 1389). صرف‌نظر از محیط و موقعیتی که ادراکات و کردار افراد در آن مورد مطالعه قرار می‌گیرد، همواره اخلاق جزء پیش‌بینی کننده‌های میل افراد به انجام رفتارهای مدنی هست (گل‌پرور، 1389). از لحاظ نظری، نظریات تحول شناختی و اخلاقی نیز به شیوه‌های مختلف تلاش کرده‌اند تا قضاوت و عمل افراد را به مراحل رشدی آنها از نظر عقلانی و شناختی ربط دهند (کاراندی[18] و همکاران، 2000). یکی از زمینه‌های خاصی که در آن اخلاق و ارزش‌های اخلاقی از اهمیت بالا و ویژه‌ای برخوردار است، حوزه کسب علم و دانش است (پوپولا[19] و همکاران، 2017). بر اساس نظریه‌ها و پژوهش‌های صورت گرفته، اخلاق تحصیلی، به شکلی کاملاً خاص و ویژه، پای‌بندی و تبعیت از ارزش‌هایی مانند تقلب نکردن، تکیه بر تلاش و کوشش شخصی در حصول موفقیت‌های تحصیلی، رعایت صداقت، درستکاری و تبعیت از الگوهای مناسب انسانی و اخلاقی برای حصول دانش و علم را در بر می‌گیرد (اسمیت^[20] و همکاران، 2013؛ بلادگود^[21] و همکاران، 2010، لوثی^[22] و همکاران، 2009). در مرتبه اول، اخلاق و ارزش‌های اخلاقی در ایجاد شرایط و فرهنگ کلی در یک جو و محیط گروهی نقش ایفا می‌کنند. از آنجایی که  در تمام ارزش‌های اخلاقی مورد تأکید تمامی ادیان (بویژه ادیان یکتاپرست) بر همکاری، کمک کردن و یاری دیگران  تاکید شده است و برای گسترش آنها و تشویق  برای انجام آنها تاکید شده است، می‌توان بین اخلاق تحصیلی و رفتارهای مدنی- تحصیلی، مانند کمک‌رسانی، مشارکت و همکاری و برقراری روابط انسانی همبستگی هایی را در نظر گرفت. شواهد تحقیقی گزارش شده توسط محققانی مثل شین[23] (1984)، تیچی[24] (1983)، دیل و کندی[25] (1982) و پیترس و واترمن[26] (1982) این نتایج را تایید کردند. بر اساس نظر و نتایج محققانی که به آنها اشاره شد، وجود معیارها و ارزش‌های اخلاقی برجسته و قوی باعث تمایل اشخاص به رفتارهایی مانند کمک‌رسانی، مشارکت و همکاری فرانقشی می‌شوند. در درجه بعدی، در یک فضای سرشار از حاکمیت و برجستگی رفتارهای مناسب و مثبت، افراد از اینکه اخلاقیات و ارزش‌های انسانی مورد نظر آنها بر شرایط حاکم است، احساس تعهد، پایبندی، علاقه و رضایت بیشتری می‌کنند و از این روش با همکاری هرچه بیشتر در رفتارهای مدنی، سهم و نقش خود را در حفظ چنین جوی انجام می‌دهند (وان‌دایک[27] و همکاران، 2008). تحت این شرایط نیز بخوبی اخلاق تحصیلی می‌تواند با رفتارهای مدنی- تحصیلی در دانش‌آموزان رابطه داشته باشد.

علاوه بر این، خانواده یکی از عوامل مهم و تأثیرگذار بر اخلاق تحصیلی محسوب می‌شود و پژوهش‌های انجام شده به‌طور واضح از این امر حمایت می‌کنند؛ برای مثال، در پژوهشی که پادیلا-والکر و میموت- ایلسون[28] (2020) انجام دادند، بر چگونگی اهمیت اعضای خانواده (به عنوان مثال، والدین، خواهر و برادر، خانواده گسترده) در اجتماع‌سازی جنبه‌های رشد اخلاقی (مانند احساسات، شناخت‌ها، رفتارها) تأکید داشته‌اند. کهدویی و همکاران (1394) در پژوهشی به این نتیجه دست یافتند که بین الگوی ارتباطی گفت‌وشنود و رشد اخلاقی نوجوانان رابطه معنی‌داری وجود دارد، اما بین الگوی ارتباطی همنوایی و رشد اخلاقی نوجوانان رابطه معنی‌داری وجود ندارد.

در نتیجه بسیاری از یافته‌های پژوهشی نشان داده‌اند که جوعاطفی خانواده و انسجام خانواده، متغیری مهم و اثرگذار در رفتارهای مدنی- تحصیلی به شمار می‌آیند، لکن بررسی میانجی‌گری اخلاق تحصیلی در این رابطه به روش معادلات ساختاری و به صورت یک مجموعه در هم تنیده تاکنون انجام نشده است؛ بنابراین، با توجه به اهمیت رفتارهای مدنی تحصیلی در نظام آموزشی، این پژوهش به دنبال آن است که به بررسی رابطه انسجام و جوعاطفی خانواده با رفتارهای مدنی تحصیلی بر اساس نقش واسطه‌ای اخلاق تحصیلی در قالب الگوی ساختاری بپردازد.

روش

این پژوهش از نوع همبستگی است که در آن روابط بین متغیرهای پژوهش به روش مدل‌یابی معادلات ساختاری بررسی و تحلیل شد. جامعه آماری پژوهش شامل دانش‌آموزان دختر دوره متوسطه دوم شهر خرم‌آباد (9981 نفر) بود که در سال تحصیلی 96-1395 مشغول به تحصیل بودند. برای انتخاب گروه نمونه، ملاک کلاین^[29] (2015)، مبنی بر انتخاب تعداد شرکت‌کنندگان پژوهش بر اساس 10 تا 20 برابر تعداد پارامترهای مدل صورت گرفت؛ لذا تعداد 240 نفر به عنوان نمونه آماری پژوهش در نظر گرفته شد (برای جلوگیری از ریزش حجم نمونه تعداد 260 پرسشنامه توزیع گردید)؛ که این نمونه به شیوه نمونه‌گیری تصادفی طبقه‌ای متناسب با حجم بر حسب ناحیه (صد و بیست و هفت نفر ناحیه یک، صد و سیزده نفر ناحیه دو) و پایه تحصیلی (پایه دهم هفتاد و نه نفر، پایه یازدهم هشتاد و پنج نفر، پایه دوازدهم هفتاد و شش نفر) انتخاب و ابزارهای پژوهش بر روی آنها اجرا شد. روش جمع‌آوری اطلاعات در این پژوهش به این صورت بود که بعد از اخذ مجوز از دانشگاه لرستان، ابتدا به اداره کل آموزش و پرورش استان لرستان مراجعه و از نواحی دوگانه‌ی آموزش و پرورش، تعداد مدرسه به صورت تصادفی انتخاب شد. به این ترتیب که ابتدا فهرست مدارس دوره متوسطه دوم دخترانه ناحیه یک و دو تهیه و سپس از بین این مدارس 8 مدرسه به صورت تصادفی (4 مدرسه ناحیه یک و 4 مدرسه ناحیه دو) انتخاب شد؛ سپس از هر مدرسه 1 کلاس پایه دهم، 1 کلاس پایه یازدهم و 1 کلاس پایه دوازدهم (در مجموع 24 کلاس) به صورت تصادفی انتخاب شد و تقریباً نیمی از دانش‌آموزان کلاس‌ها (در مجموع 240 دانش‌آموزان) به پرسش‌نامه‌ها به صورت فردی پاسخ دادند. جهت پیشگیری از افت نمونه، حجم نمونه 10 درصد بیشتر در نظر گرفته شد. رضایت آگاهانه در پاسخگویی به گویه‌ها از ملاک‌های ورود به پژوهش و ناقص بودن پاسخنامه و انصراف از پاسخگویی به سؤالات در حین انجام پژوهش از ملاک‌های خروج از پژوهش بوده است. در این پژوهش برخی اصول اخلاقی رعایت شد که از جمله آنها این بود که به افراد شرکت کننده اطمینان داده شد که اطلاعات آنها محرمانه خواهد بود و به‌صورت گروهی تحلیل خواهد شد و اینکه قبل از پاسخگویی به سؤالات رضایت آگاهانه داشتند و کسانی که تمایل داشتند نتیجه پاسخنامه آنها در اختیارشان قرار می‌گرفت و پژوهشگر برای پاسخ به سؤالات احتمالی در دسترس افراد شرکت کننده بود. برای جمع‌آوری داده‌ها از ابزارهای زیر استفاده شد.

پرسشنامه جو عاطفی خانواده[30] (FEAQ): این ابزار توسط هیل برن[31] (1964) به منظور سنجش میزان مهرورزی در تعاملات کودک- والدین ساخته شده است (به نقل از موسوی شوشتری و همکاران، 1381). کل مقیاس جو عاطفی خانواده شامل 16 سؤال  است که هر دو سؤال دربرگیرندۀ یک خرده مقیاس است. ابعاد پرسشنامه شامل محبت، نوازش، تأیید کردن، تجربه‌های مشترک، هدیه دادن، تشویق کردن، اعتماد و احساس امنیت می‌باشد. سوال‌های فرد مربوط به رابطه احساس آزمودنی نسبت به پدر و سوال‌های زوج بیانگر همان رابطه و احساس نسبت به مادر می‌باشد. این مقیاس بر اساس طیف لیکرت پنج‌گزینه‌ای نمره‌گذاری می‌شود. حداکثر نمره در این پرسشنامه 80 و حداقل نمره 16 می‌باشد. جمشیدی (1379) ضریب پایایی پرسشنامه جو عاطفی خانواده را از طریق آلفای کرونباخ و بازآزمایی محاسبه کرد که به ترتیب 87/0 و 83/0 برآورد گردید (به نقل از ناهیدی، 1390). موسوی شوشتری (1377) برای تعیین روایی محتوایی، این پرسشنامه را به پنج نفر از متخصصان داد، سپس نظرات آنها جمع‌آوری گردید و سؤالهایی که مورد تأیید متخصصان بود و روی آنها توافق داشتند نگهداری شد (به نقل از ناهیدی، 1390). همچنین در پژوهش حاضر، نتایج ضریب آلفای کرونباخ برای کل پرسشنامه 92/0 به‌دست آمد.

مقیاس انسجام خانواده[32](FCS): سامانی (1381) این مقیاس را بر پایه بررسی متون موجود در زمینه همبستگی و با الهام از الگوی ترکیبی السون (2000) ساخته است. این مقیاس دارای 28 پرسش است. این مقیاس بر اساس طیف لیکرت پنج‌گزینه‌ای نمره‌گذاری می‌شود. حداکثر نمره در این پرسشنامه 140 و حداقل نمره 28 می‌باشد. رضویه و سامانی (1381) در بررسی این مقیاس بر پایه هشت عامل (همبستگی با پدر و مادر، مدت تعامل، مکان، تصمیم‌گیری، ارتباط عاطفی، روابط زناشویی و رابطه والدین با فرزندان) کفایت این مقیاس را برای ارزیابی انسجام خانواده تأیید نمودند. ضریب پایایی مقیاس به روش بازآزمایی 90/0 و به روش آلفای کرونباخ 79/0 گزارش شده است (سامانی، 1381). همچنین در بررسی دیگری سامانی (2004) ضریب آلفای کرونباخ را 79/0 و ضریب پایایی آن را با روش بازآزمایی 80/0 گزارش نمود. همچنین در پژوهش حاضر، نتایج ضریب آلفای کرونباخ برای کل پرسشنامه 88/0 بدست آمد.

پرسشنامه اخلاق تحصیلی[33] (AEQ): این پرسشنامه توسط حسینی‌نژاد و همکاران (1394) ساخته شد.  این پرسشنامه دارای 27 گویه است  و دارای 4 مؤلفه (احترام به شأن استاد، حفظ شأن کلاس، احترام و حفظ شأن هم‌کلاسی و در پی کسب علم و دانش بودن)  است. سوالات این پرسشنامه به صورت طیف لیکرت پنج درجه‌ای (کاملاً مخالفم=1 تا کاملاً موافقم= 5)  است. حسینی‌نژاد و همکاران (1394) برای احراز روایی پرسشنامه از روایی محتوایی و روایی سازه (تحلیل عاملی تأییدی) و برای احراز پایایی پرسشنامه از ضریب همسانی درونی (آلفای کرونباخ) استفاده کردند که نتایج روایی و پایایی پرسشنامه رضایت‌بخش بود. از آن‌جایی که پرسشنامه اخلاق تحصیلی در سال 1394 ساخته شده است و در پژوهش‌های اندکی مورد استفاده قرار گرفته است؛ از این رو در پژوهش حاضر برای  احراز روایی پرسشنامه از روایی سازه به شیوه تحلیل عاملی تأییدی استفاده شد که شاخص‌های تحلیل عاملی تأییدی نشان دهنده برازش ساختاری عاملی مورد نظر با داده‌های جمع‌آوری شده است (096/0=RMSEA، 87/0=GFI، 82/0=AGFI، 90/0=CFI). همچنین ضریب آلفای کرونباخ کل پرسشنامه 77/0 به ‌دست آمد.

پرسشنامه رفتار مدنی- تحصیلی[34] (ECBQ): این پرسشنامه توسط گل‌پرور (1389) ساخته شد که دارای 21 سوال و سه زیر مقیاس پایبندی به قواعد، یاری‌رسانی و مشارکت اجتماعی  و روابط صمیمانه می‌باشد. سوالات این پرسشنامه به صورت طیف لیکرت پنج درجه‌‌ای (کاملاً مخالفم= 1 تا کاملاً موافقم= 5) است و سؤال‌های 9 و 11 به صورت معکوس نمره‌گذاری می‌شوند. حداکثر نمره در این پرسشنامه 105 و حداقل نمره 21 می‌باشد. این پرسشنامه بر مبنای پیشینه‌ی پژوهش‌های مرتبط با رفتار مدنی – سازمانی در محیط‌های کاری (نظیر ارگان[35]، 1988؛ نیهوف و مورمن[36]، 1993) ساخت و اعتباریابی شده است و محتوای زیر مقیاس‌های آن رفتارهای فرانقشی که جزء وظایف و رفتارهای الزامی دانشجویان محسوب نمی‌شود را شامل می‌شود. در پژوهش گل‌پرور (1389) آلفای کرونباخ سه زیر مقیاس این پرسشنامه به ترتیب 69/0، 63/0 و 68/0 به‌دست آمد. همچنین در پژوهش حاضر، نتایج ضریب آلفای کرونباخ برای کل پرسشنامه 80/0 بدست آمد.

یافته‌ها

متغیرهای حاضر در این پژوهش مشتمل بر رفتارهای مدنی تحصیلی به عنوان متغیر درون‌زاد، اخلاق تحصیلی به عنوان متغیر واسطه‌ای و انسجام و جو عاطفی خانواده به عنوان متغیرهای برون‌زاد پژوهش بودند.

جدول 1 ویژگی‌های جمعّیت‌شناختی متغیرهای پژوهش را نشان می‌دهد.

جدول 1. توزیع فراوانی شرکت‌کنندگان بر حسب پایه تحصیلی

تعداد 240 دانش‌آموز دختر با میانگین سنی 6/16 و انحراف معیار 18/2 در این مطالعه شرکت داشتند که 79 نفر (9/32 درصد) دانش‌آموز پایه اول، 85 نفر (4/35 درصد) دانش‌آموز پایه دوم و 76 نفر (7/31 درصد) دانش‌آموز پایه چهارم (پیش‌دانشگاهی) بودند.

در جدول 2 میانگین، انحراف استاندارد، کجی، کشیدگی و ضرایب همبستگی بین متغیرهای پژوهش ارائه شده است.

جدول 2. میانگین، انحراف استاندارد و همبستگی بین متغیرهای پژوهش

                                01/0**p<  05/0*p<

یافته‌ها نشان می‌دهد، بین کل مقیاس انسجام خانواده و جو عاطفی خانواده با رفتار مدنی- تحصیلی رابطه مثبت و معناداری وجود دارد (01/0>p)؛ بین کل مقیاس انسجام خانواده و جو عاطفی خانواده با اخلاق تحصیلی رابطه مثبت و معناداری وجود دارد (05/0>p)؛ بین کل مقیاس اخلاق تحصیلی با رفتار مدنی- تحصیلی رابطه مثبت و معناداری وجود دارد (01/0>p).

برای آزمون مدل فرضی، چند مفروضه اصلی معادلات ساختاری شامل داده‌های گمشده^[37]، نرمال بودن^[38] و هم خطی چندگانه^[39] بررسی شد. در پژوهش حاضر از روش جایگزینی^[40] داده‌های گمشده با میانگین استفاده شد و جهت بررسی نرمال بودن متغیرها از کجی و کشیدگی متغیرها استفاده گردید. دامنه مقادیر ضریب کجی از 24/1- تا 06/0- و دامنه مقادیر ضریب کشیدگی از 02/0- تا 33/1 بود. درمجموع مقادیر کجی و کشیدگی مربوط به تمام متغیرهای مشاهده شده، کمتر از دو بود که بیانگر آن است که توزیع هیچ‌کدام از متغیرهای مشاهده شده، تفاوت معنی‌دار با توزیع نرمال ندارد. هم‌خطی چندگانه متغیرهای پیش‌بین نیز با استفاده از آماره اغماض یا تحمل^[41] و عامل تورم واریانس^[42] بررسی شد. نتایج نشان داد که مقادیر ارزش‌های تحمل به‌دست‌آمده برای متغیرها بالای 10/0 و در دامنه 42/0 تا 82/0 بود که نشان‌دهنده نبود هم‌خطی چندگانه بین متغیرهای پیش‌بین است. همچنین مقدار عامل تورم واریانس به‌دست‌آمده برای متغیرها کوچک‌تر از 10 و در دامنه 28/0 تا 34/1 بود که بیانگر نبود هم‌خطی چندگانه بین متغیرهای پیش‌بین است.

مدل پیشنهادی اولیه دارای برازش در برخی از شاخص‌ها نبود. از‌این‌رو، به کمک شاخص‌های اصلاحی^[43] پیشنهادی بین بعضی از خرده‌مؤلفه‌های جوعاطفی خانواده روابط دوطرفه برقرار شد.

شاخص‌های برازندگی مدل پیشنهادی و مدل اصلاح شده نهایی در جدول 3 ارائه شده است.

جدول 3. شاخص‌های برازندگی مدل پیشنهادی و اصلاح شده

نتایج جدول بالا حاکی از آن است که همه‌ی شاخص‌ها در حد مطلوب گزارش شده‌اند و مدل نهایی با داده‌ها برازش مطلوب دارد. از این رو، با توجه به شاخص‌های برازش می‌شود استنباط کرد فرضیه اصلی پژوهش که درباره برازش مدل مفهومی بوده با تعدیل‌های در نظر گرفته شده، مورد پذیرش واقع می‌شود.

مدل اصلاح شده نهایی در حالت ضرایب استاندارد، در شکل 1 نشان داده شده است.

شکل 1. مدل اصلاح شده ساختاری انسجام و جو عاطفی خانواده با رفتار مدنی- تحصیلی با میانجی‌گری اخلاق تحصیلی در دانش‌آموزان

در جدول 4 ضرایب اثر مستقیم و سطح معنی‌داری بین متغیرهای پژوهش آورده شده است.

جدول 4. برآوردهای مربوط به تأثیرات مستقیم متغیرهای مستقل بر وابسته

همان‌گونه که نتایج شکل 1 و جدول 4 نشان می‌دهند، نتایج نشان داد انسجام خانواده (044/0=P، 17/0= β) و اخلاق تحصیلی (001/0=P، 57/0= β) دارای اثر مثبت و معنی‌داری بر رفتارهای مدنی تحصیلی می‌باشند؛ اما جو عاطفی خانواده (335/0=P، 09/0= β) دارای اثر معنی‌داری بر رفتارهای مدنی تحصیلی نداشت. انسجام خانواده (004/0=P، 28/0-= β) دارای اثر مثبت و معنی‌دار بر اخلاق تحصیلی بود، اما جوعاطفی خانواده (719/0=P، 04/0= β) دارای اثر معنی‌داری بر اخلاق تحصیلی نبود.

جدول 5 نتایج حاصل از روش بوت استراپ را برای روابط واسطه‌ای نشان می‌دهد.

جدول 5. برآورد مسیرهای غیرمستقیم موجود در مدل با استفاده از بوت استروپ

نتایج غیرمستقیم مدل پژوهش نشان داد که انسجام خانواده از طریق میانجی‌گری اخلاق تحصیلی اثر غیرمستقیم بر رفتار مدنی- تحصیلی دارد؛ زیرا نتایج آزمون بوت استروپ برای اثر غیرمستقیم نشان داد که حد پایین و حد بالای این ضریب مسیر، صفر را دربر نمی‌گیرد 158/0 (28/0 ~ 049/0 :95 درصد CI)؛ اما جو عاطفی خانواده بر رفتار مدنی- تحصیلی اثر غیر مستقیم نداشت.

بحث و نتیجه‌گیری

هدف این پژوهش، پیش‌بینی رفتارهای مدنی- تحصیلی براساس جو عاطفی و انسجام خانواده بود. در عین حال، امکان میانجی‌گری اخلاق تحصیلی در روابط بین متغیرهای  ذ کر شده نیز مورد بررسی قرار گرفت. نتایج پژوهش بیانگر این بود که انسجام خانواده به طور مستقیم می‌تواند رفتارهای مدنی تحصیلی را پیش‌بینی کند. این یافته با نتایج پژوهش‌های باکر و همکاران (2006)، گانیه و دسی (2005) و کرد و منصوری (1398) همسو می باشد. در تبیین نتیجه به دست آمده می‌توان گفت که رابطه  احساسی پدر و مادر با فرزندان تاثیر بسیار مهم در فرایند اجتماعی شدن فرزندان آنها دارد. در خانواده‌هایی که پدر و مادر رفتارهای همراه با محبت و احترام دارند و با فرزندان خود نیز همدل هستند و  تعامل  خویی دارند، معمولاً فرزندان خانواده نیز با رفتارهای اخلاقی  مناسب و توام با احترام به سایرین رابطه برقرار می کنند. اگر پدر و مادر روابط گرم و دوستانه‌ای با فرزندان‌شان داشته باشند و دایماً خواسته‌های فرزندان خود را از راه  قابل قبول و در حد لزوم تأمین کنند کودکان و نوجوانان با  احساس افتخار و سربلندی و عزت نفس  وارد محیط اجتماعی می‌شوند و در حل مشکلات دچار ترس و اضطراب و درماندگی نمی‌شوند و با دوستان، همکلاسی‌ها، معلم‌ها و به طور کلی با محیط، اجتماع و مدرسه دچار مشکل نخواهند شد. نتایج مطالعه حجازی و همکاران (1392) نشان داد که در خانواده منسجم، دلبستگی ایمن به والدین و همچنین، دلبستگی به همسالان توان پیش‌بینی پیوند با مدرسه را دارد. پیوند عاطفی و دلبستگی به والدین از طریق ارضاء نیازهای ارتباط، شایستگی و خودمختاری زمینه را برای ارتباط با مدرسه فراهم می‌کند. به عبارت‌دیگر، ویژگی دلبستگی ایمن یعنی هدایت فرد به سوی استقلال و جستجوگری شناختی به او فرصت ارتقاء کارآمدی و احساس شایستگی را داده و در نتیجه او را برای ارتباط و برقراری رابطه ایمن با همسالان و بافت مدرسه آماده می‌سازد. در حالی که نوجوانانی که دارای دلبستگی ناایمن با والدین هستند، از طرف والدین نادیده گرفته می‌شوند یا مورد رفتار خشونت‌آمیز والدین قرار می‌گیرند، در دوران مدرسه  احساس نزدیکی و ارتباط کمتری با مدرسه دارند. احتمالاً بتوان گفت که عدم پیوند عاطفی با والدین موجب از دست دادن توانایی ایجاد روابط جدید به صورتی حمایت کننده و مثبت در نوجوان می شود و به همین دلیل به سختی به حمایت و رفتارهای مثبت در روابط توجه نشان می‌دهد (حجازی و همکاران، 1392). در نظریه سیستمی خانواده، خانواده بصورت کلی از بخش‌های که مرتبط به هم تشکیل یافته نگریسته می‌شود. در نگاه سیستمی به خانواده هر بخش بر بخش‌های دیگر تأثیر گذاشته و از آنها تأثیر می‌پذیرد. اولسون (2000) نیز با نگاهی سیستمی به خانواده به معرفی سه بُعد انسجام، انعطاف‌پذیری و ارتباطات در الگوی مدور ترکیبی خود پرداخته است. مراد از انسجام خانواده، احساس همبستگی، پیوند و تعهد عاطفی است که اعضای یک خانواده نسبت به همدیگر دارند (اولسون، 2000). از نظر اولسون (2000) دو کیفیت مربوط به انسجام در خانواده، مشتمل بر تعهد و وقت گذارندن با هم است. منظور از تعهد، میل به صرف وقت و انرژی در فعالیت‌های خانواده و همچنین ممانعت از تأثیر منفی عواملی چون مسائل شغلی در آن می‌باشد. بُعد دیگر انسجام از نظر اولسون (2000) وقت گذاشتن و با هم بودن در بین اعضای خانواده است. خانواده‌های که در این زمینه قوی هستند، بطور مرتب برنامه‌ها و زمان‌های برای فعالیت گروهی در نظر می‌گیرند. لذا در چنین خانواده‌هایی فرزندان بیشتر رفتارهای مدنی تحصیلی نظیر یاری‌رسانی، نوع‌دوستی و مشارکت فراتر از نقش از خود نشان می‌دهند.همچنین داده‌های پژوهشی نشان داد که جوعاطفی خانواده نمی‌تواند رفتارهای مدنی تحصیلی را پیش‌بینی کند. این یافته با نتایج پژوهش‌های ایروم و همکاران (2020) و کرد و منصوری (1398) همخوان نمی‌باشد. در تبیین معنادار نشدن نقش جوعاطفی خانواده احتمالاً علّت آن را به برخی از عوامل محیط نسبت داد؛ چرا که طی روند رشد از کودکی به نوجوانی متغیرهای مداخله‌ای زیادی از جمله حمایت از سوی معلمان، دوستان و همسالان در محیط مدرسه وجود دارد که فرد از آن بهره می‌برد. وقتی افراد از اوایل کودکی به اواخر کودکی و نوجوانی انتقال می یابند وقت بیشتری را بیرون از خانه در تعامل و توسعه روابط با دیگران، از جمله همکلاسی‌ها و همسالان می‌گذرانند. از سوی دیگر، در پژوهش‌ها بر نقش روابط با همسالان به عنوان عامل محافظت کننده سلامت روان و بسیاری دیگر از پیامدهای اجتماعی و رشدی نوجوانان تأکید کرده‌اند. به طوری که تعلق داشتن به شبکه‌ بی‌ثباتی از گروه همسالان که رفتارهای غیرمسئولانه را حمایت کند، دانش‌آموزان به احتمال کمتری در فعالیت‌های مدرسه درگیر می‌شوند، پیوند با مدرسه‌شان کمتر می‌شود، سطح پیشرفت آنها پایین می‌آید و سلامت‌شان به خطر می‌افتد. شاید بتوان گفت که با توجه به اهمیت نقش حمایت معلم و همسالان، داشتن ارتباط ضعیف با معلم و دوستان که می‌تواند بر عزت نفس دانش‌آموز در برقراری ارتباط بهتر با مدرسه و انجام‌ رفتارهای مدنی- تحصیلی تأثیر بگذارد، تأثیر حمایت والدین در پیوند با مدرسه برای دانش‌آموز را کمرنگ کند و لزوماً فرزندان این والدین با اینکه از پیوند و تعهد عاطفی با والدین خود برخوردارند اما قادر به ارتباط مؤثر با مدرسه نباشند. همچنین نوجوانی سنی است که آرمان‌گرایی و ایده‌آل گرایی بسیار دیده می‌شود و ممکن است در گزارش مقیاس‌ جوعاطفی خانواده خود سوگیری کرده و گزارش درستی ارائه ندهند.

دیگر یافته پژوهش نشان داد که اخلاق تحصیلی می‌تواند رفتارهای مدنی تحصیلی را پیش‌بینی کند. این یافته با نتایج پژوهش‌های وان‌دایک و همکاران (2008) و گل‌پرور (1389) هماهنگ و همسو می‌باشد. اخلاق و ارزش‌های اخلاقی سرچشمه بسیاری از رفتارها و کنش و واکنش‌های انسان در عرصه‌های مختلف است که از فطرت خداجوی انسان‌ها نشأت می‌گیرد. بنیان نظری رابطه بین اخلاق تحصیلی با رفتارهای مدنی تحصیلی، از طریق مدل رفتار برنامه‌ریزی شده تبیین‌پذیر است (ویندر[44]، 2010؛ به نقل از افرازنده و همکاران، 1396). بر اساس الگوی رفتار برنامه‌ریزی شده آیزن، نگرش نسبت به یک رفتار، هنجار ذهنی و کنترل رفتاری ادراک شده، سه عنصر اصلی برای ایجاد قصد و نیت رفتاری محسوب می‌شود. هاردینگ[45] و همکاران (2006) گزارش کرده‌اند که گرایش به ارزش‌های اخلاقی پیش‌بینی کننده تمایل به رفتارهای مثبت (نظیر رفتارهای مدنی تحصیلی) هستند. به نظر می‌رسد که قوانین ادب و نزاکت، به دلیل خلق مدنیت ایجاد شده‌اند و ما به عنوان یک انسان، به شدت نیازمند مرز و محدوده هستیم. قوانینی که پیرامون رعایت ادب وضع می‌شوند، ممکن است که برای ما تا حدودی محدودیت ایجاد نمایند اما اگر از آنها استفاده کنیم، متوجه می‌شویم که احساس رضایت و راحتی بیشتری در شرایط جدید به ما دست می‌دهد. نحوه آشنایی در کنار رعایت طریقه آداب و معاشرت یک نسخه از پیش تعیین شده است و نشان می‌دهد که چگونه باید در مقابل دیگران ادب و نزاکت را رعایت کرد. در همان حالی که در حال آشنایی بیشتر با دیگران هستیم، می‌توانیم با آرامش کامل از این قوانین پیروی کنیم (افرازنده و همکاران، 1396). آموزش و پرورش نیازمند افزایش تمرکز روی آموزش اخلاق در برنامه‌ها و کتب درسی برای دانش‌آموزان می‌باشد.

نتایج نشان داد که انسجام خانواده می‌تواند اخلاق تحصیلی را پیش‌بینی کند. این یافته با نتایج پژوهش‌های پادیلا-والکر و میموت- ایلسون (2020) و نیابهرام و برومندنسب (1392) همخوان می‌باشد. در تبیین این یافته می‌توان گفت که اخلاق تحصیلی، به شکلی کاملاً اختصاصی، پایبندی و پیروی از ارزش‌هایی نظیر عدم تقلب، تکیه بر تلاش و کوشش شخصی در کسب دست‌آوردهای تحصیلی، رعایت صداقت، درستکاری و پیروی از آموزه‌های انسانی و اخلاقی برای کسب دانش و علم را شامل می‌شود. یکی از منابع مهم پیروی از آموزه‌های انسانی، خانواده است.

جو عاطفی خانواده  قادر به پیش‌بینی اخلاق تحصیلی نبود. این یافته با نتایج پژوهش‌های پادیلا-والکر و میموت- ایلسون (2020) و مرادی (1393؛ به نقل از یوسفی و پاریاد، 1399) همخوان نمی‌باشد. دلیل این را می‌توان بیش از همه از وزن بالای انسجام خانواده در پیش­بینی اخلاق تحصیلی نسبت به جوعاطفی خانواده دانست. شاید بتوان یکی از دلایل آن را شیوه اندازه‌گیری جوعاطفی خانواده دانست. از آنجا که در این پژوهش مبنای جو عاطفی خانواده پاسخ‌های دانش‌آموزان به گویه‌های مقیاس جو عاطفی بوده و نه موقعیت زندگی خانوادگی، این امکان وجود دارد که خطای خوب‌نمایی اجتماعی بر نتایج اثر گذاشته باشد. بنابراین یکی از تبیین‌های این یافته می‌تواند به نوع سنجش متغیر و ابزار آن باشد. تبیین دیگر این است که رابطۀ بین این دو متغیر می‌تواند به واسطۀ متغیرهای دیگری مانند ویژگی‌های شخصیتی، استرس‌های تحصیلی و غیره تحت تاثیر قرار گیرد.

انسجام خانواده با میانجی‌گری اخلاق تحصیلی قادر به تبیین رفتار مدنی- تحصیلی بود. این یافته با نتایج پژوهش‌های پادیلا-والکر و میموت- ایلسون (2020)، وان‌دایک و همکاران (2008)، باکر و همکاران (2006)، کرد و منصوری (1398)، نیابهرام و برومندنسب (1392) و گل‌پرور (1389) همخوانی دارد. در تبیین این یافته شایان ذکر است وجود انسجام در خانواده و نزدیکی عاطفی والدین و اعضای خانواده با یکدیگر و وجود تعاملات صمیمانه میان آنها، نیازهای روانی فرزندان را تأمین می‌کند و نیز پدر و مادر و دیگر افراد خانواده را در جست‌وجو و شکل‌گیری باورها و ارزش‌های نوجوانان و جوانان یاری می‌کند و آنان را برای یافتن نظام ارزشی مدنظر خود و ارزش‌های اخلاقی در زندگی‌شان سوق می‌دهد. درواقع، ارتباط و پیوند اعضای خانواده و زندگی افراد در محیطی پر مهر و محبت، الگوهای رفتاری آنان را در بزرگسالی بنیان می‌نهد و نقش مهمی در شکل‌گیری نوع شخصیت آنها دارد؛ شخصیتی که با انواع عشق و محبت نوع‌دوستانه با خوش‌بینی به زندگی می‌نگرد و گرایش‌های عالی همانند گرایش‌های اجتماعی و معنوی را به فعلیت می‌رساند. این یافته با نتایج پژوهش‌های گرودن و جوز[46] (2014)، لامبرت[47] و همکاران (2010) و بونین و براون[48] (2002) هم‌راستا است. انسان جز در محیط امن و سازندة خانواده، هرگز قادر به کسب آگاهی، کمال و رفع نواقص از نفس و رفتار خود نمی‌باشد. بنابراین، انسان که جویای کمال و گریزان از ضعف و نقص است، طالب حضور در خانواده و تحکیم روابط اعضای آن می‌باشد (حسن‌زاده، 1392).

آخرین یافته پژوهش نشان داد که جو عاطفی خانواده با میانجی‌گری اخلاق تحصیلی قادر به تبیین رفتار مدنی- تحصیلی نبود. پژوهشی همسو با این یافته انجام نگرفته است. اما این یافته با پژوهش‌های پادیلا-والکر و میموت- ایلسون (2020)، وان‌دایک و همکاران (2008)، باکر و همکاران (2006)، کرد و منصوری (1398)، نیابهرام و برومندنسب (1392) و گل‌پرور (1389) همخوانی ندارد. در تبیین این یافته نیز می‌توان به شیوه ارزیابی جو عاطفی اشاره کرد که خودگزارشی و بر اساس نظر دانش‌آموزان بوده است و احتمال سوگیری وجود دارد. در سطح نظری، یافتة مذکور ازطریق تحلیل ساختار جوعاطفی خانواده توجیه‌پذیر است؛ زیرا در خانواده‌هایی که جو عاطفی سالم است، اعضای آن در نزاع و کشمکش به سر نمی‌برند و اجتناب از تعارض و مجادله و وابستگی اعضای خانواده به همدیگر استوار است. این امر به‌نوبةخود با ویژگی‌های دوران نوجوانی و جوانی مانند مخالفت‌جویی و افزایش تعارضات والد ـ فرزندی مغایرت دارد و عدم استقلال‌طلبی افراد خانواده را به دنبال دارد (پایکوف و بروکس‌گان[49]، 1991). براساس این، اختلاف‌نظر با والدین، مشکلات روانشناختی را به افراد تحمیل می‌کند و پدیدآیی رفتارهای ناسازگارانة نوجوانان و جوانان را موجب می‌شود (تجلی و اردلان، 1389). در چنین مواقعی، فرد جوان علاوه بر اینکه استقلال و احساس خودکارآمدی خود را از دست می‌دهد، در معرض ابتلا به مشکلات روانی و سازگاری قرار می‌گیرد و به تبع آن، شادابی تحصیلی او نیز کاهش می‌یابد؛ بنابراین، دور از انتظار نیست که جوعاطفی خانواده قادر به پیش‌بینی اخلاق تحصیلی و به تبع آن رفتارهای مدنی تحصیلی نباشد.

از محدودیت‌های این پژوهش عدم توانایی تعمیم به پسران و سایر مقاطع تحصیلی است. همچنین تنها ابزار جمع‌آوری اطلاعات در این پژوهش، پرسشنامه بود که جنبه خودگزارش‌دهی دارد. به همین دلیل خالی از اشکال و سوگیری در پاسخ‌گویی نیست. پیشنهاد می‌شود این پژوهش با نمونه پسران انجام گیرد و متغیرهای پیش‌بین دیگری مانند انعطاف‌پذیری خانواده، سبک‌های فرزندپروری، متغیرهای شخصیتی، تاریخچه موفقیت قبلی دانش‌آموزان، ساختار کلاس درس (ارزش تکلیف، مفید بودن، وضوح شیوه ارزشیابی و تدریس معلمان) و ساختار یا جو مدرسه را مورد استفاده قرار دهند. با توجه به نقش میانجی اخلاق تحصیلی، پیشنهاد می‌شود ارزش‌های اخلاقی باید هرچه سریعتر در عرصه تحصیل مورد توجه قرار گیرند و آموزش و پرورش باید به طور جدی برنامه‌های درسی مرتبط با اخلاق را به عنوان یک راه جایگزینی، ارزش‌های مثبت در بین دانش‌آموزان معرفی کند در نتیجه با کاربرد رفتار مدنی، احتمال درگیر شدن دانش‌آموز در یک تجربه کامل آموزشی افزایش می‌یابد؛ و در نهایت با توجه به اینکه این‌گونه رفتارها نیاز به آموخته شدن دارند و به آهستگی جایگزین می‌شوند، آماده کردن دانش‌آموزان در فهم اهمیت رفتارهای مدنی در مراحل اولیه، به ما کمک می‌کند که حداقل، نیروی کار بهتری را برای آینده تربیت کنیم. همچنین در راستای نتایج به‌دست آمده از پژوهش، پیشنهاد می‌شود که مداخلات مبتنی بر خانواده منبعی ارزشمند در جهت افزایش انسجام خانواده و در نتیجه رفتارهای مدنی- تحصیلی است و با آموزش اولیاء و افزایش کیفیت زندگی خانواده می‌توان میزان انسجام خانواده را افزایش داد.

[1] . Thornberg, R., & Oğuz, E

[2] . Solas, E., & Sutton, F.

[3] . Siregar, E.

[4] . Khaola, P. P.

[5] . educational citizenship behaviours

[6] . Goren, H., & Yemini, M.

[7] . Hirshi, T

[8] . Miller, A.

[9] . family emotional climate

[10] . family cohesion

[11] . Kerso, A.

[12] . Erum, H.

[13] . Okoh, E.E.

[14] . Olson, D. H.

[15] . Santos, S.

[16] . Baker, T. L.

[17] . Gagné, M., & Deci, E. L.

[18] . Karande, K.

[19] . Popoola, I. T.

[20] . Smith, T. R.

[21] . Bloodgood, J. M.

[22] . Luthy, M. R.

[23] . Schein, E. H.

[24] . Tichy, N. M.

[25] . Deal, T. E., & Kennedy, A. A.

[26] . Peters, T. J., & Waterman, R. H.

[27] . Van Dick, R.

[28]. Padilla-Walker, L. M., & Memmott-Elison, M. K.

[29] . Kline, R. B.

[30] . Family Emotional Atmosphere Questionnaire

[31] . Hill Berne, M. B.

[32] . Family Cohesion Scale

[33] . Academic Ethics Questionnaire

[34] . Educational Citizenship Behaviours Questionnaire

[35] . Organ, D. W.

[36] . Niehoff, B. P., & Moorman, R. H.

[37] . missing

[38] . normality

[39] . multicollinearity

[40] . replacement

[41] . tolerance

[42] . Variance Inflation Factor (VIF)

[43]. modification indices

[44] . Wender, W.

[45] . Harding, T. S.

[46] . Grouden, M. E., & Jose, P. E.

[47] .Lambert, N.

[48] . Bonnin, R., & Brown, C.

[49] . Paikoff, R. L., & Brooks-Gunn, J.