مقدمه

ناسازگاری کلاسی[1] و مشکلات انضباطی از جمله عواملی است که این فرآیند را با مشکل رو به رو می‌کند و باعث به‌وجود آمدن مشکلات اضافی در محیط آموزشی می‌شود. تانی[2] (2002) سازگاری‌های دانش‌آموزان را به دو دسته تحصیلی و هیجانی تقسیم می‌کند. سازگاری تحصیلی توانایی فرد برای کنار آمدن با تقاضاهای تحصیلی و فعالیت‌های مدرسه و سازگاری هیجانی فرآیند سازگاری فرد با احساسات و عواطف خود است. سازگاری مستلزم هماهنگ ساختن رفتارها به منظور برآورده ساختن نیازهای محیطی است که غالباً مستلزم اصلاح تکانه‌ها، هیجانات یا نگرش‌هاست (امان الهی، عطاری و خجسته مهر، 1388).

سازگاری مستلزم استفاده از راهکارهای شناختی و رفتاری فرد است؛ که برای مقابله با موقعیت‌های استرس‌زا، از آنها استفاده می‌شود (کمپبل، کوهان، استین[3]، 2005). لذا می‌توان گفت سازگاری نیازمند داشتن قابلیت‌های فردی همچون: مهارت‌های شناختی، رفتاری و هیجانی است. یکی از ویژگی‌های مهم دانش‌آموزان که می‌تواند بر سازگاری و رفتارهای کلاسی دانش‌آموزان تأثیرگذار باشد، توانایی خودتنظیمی[4] در آنان است. خود تنظیمی به خودزایی و خودکنترلی افکار، احساسات و رفتارها برای دستیابی به یک هدف اطلاق می‌شود. این اهداف می توانند تحصیلی (نظیر بهبود درک مطلب) یا هیجانی اجتماعی (نظیر کنترل عصبانیت فرد، بهتر ارتباط برقرار کردن با همسالان) باشد (سانتراک، 2008؛ ترجمه‌ی سعیدی، عراقچی و دانش‌فر، 1387؛ بندورا، 1997؛ به نقل از زاهد، رجبی و امیدی، 1391). پنتریچ[5] (2004)، یادگیری خودتنظیمی را به عنوان فرایندی فعال تعریف می‌کند که یادگیرنده اهداف و فعالیت‌های یادگیری، شناخت، انگیزه و رفتار خود را تنظیم و کنترل می‌کند. زیمرمن (1990؛ به نقل از مصطفی‌سرباز، ابوالقاسمی و رستم‌اوغلی، 1393) خودتنظیمی در یادگیری را به مشارکت فعال یادگیرنده (از نظر رفتاری، انگیزش، شناختی و فراشناختی) در فرآیند یادگیری تعریف کرده است. نتایج پژوهش پنتریچ و دی گروت (1990) همچنین نشان داد که خودتنظیمی، خودکارآمدی و اضطراب امتحان بهترین پیش‌بینی کننده‌های عملکرد تحصیلی است. دانش‌آموزان خودتنظیم از راهبردهای مدیریت منابع برای کنترل و اداره ی محیط و کمک از افراد دیگر مثل معلمان، همسالان و منابع استفاده می‌کنند (زیمرمن، مارتینز و پونز[6]، 1990)؛ مسئولیت‌پذیرند و احساس رضایت از تحصیل بیشتر (خادمی و نوشادی، 1385) و اهمال کاری تحصیلی و تعلل‌ورزی آموزشی کمتری دارند (حسین چاری و دهقان، 1387؛ جوکار و دلاورپور، 1386).

بلوم[7] جو کلاس را شرایط، نیروها و انگیزش‌های بیرونی، اعم از عوامل فیزیکی، اجتماعی، فکری و روانی تعریف می‌کند (به نقل از حسینی و  لطیفیان، 1384). دانش‌آموزان برای یادگیری نیاز به محیطی مناسب دارند. سازمان مدرسه و جو کلاسی که معلم ایجاد می‌کند، تأثیر مهمی بر رفتار یادگیرندگان دارد (وسویج، 1991؛ ترجمه‌ی ماهور و مهدوی، 1383). پژوهش‌ها نشان می‌دهد تفاوت در بهبود جو اجتماعی کلاس‌ها با فاصله احساسی بین مدرس و دانش‌آموزان در طول اولین درس سال تحصیلی مرتبط است (ماینهارد[8]، 2010). میزان انگیزه انجام تکلیف دانش‌آموزان و میزان تلاش آنها در ابتدا به‌عنوان تابعی از میزان آگاهی آنها از کیفیت و کنترل تکلیف در سطح کلاس و انتظارات و باورها در سطح دانش‌آموز است (ترایت وین، لودکه[9]، 2009). همچنین آگاهی و دریافت دانش‌آموزان از مشخص بودن قوانین و کنترل معلم با علایق آنها رابطه‌ی مثبتی داشته است (کانتر، بایمرت و کولر[10]، 2007).

 با توجه به تنوع جوهای کلاسی، فریزر (1994) گونه های جو روانی اجتماعی کلاس[11] را بررسی کرد. او در توصیف این مفهوم چهار سازه را در نظر می‌گیرد. به باور او جو روانی اجتماعی چیره بر کلاس می‌تواند جوی سرشار از یکپارچگی یا همبستگی، جوی منضبط و تکلیف‌گرا، فضایی پر برخورد و پر اصطکاک یا جوی آکنده از هم‌آوردی و رقابت باشد. پژوهش‌های متعددی، تأثیر جو روانی اجتماعی کلاس را بر پیشرفت تحصیلی و کارکرد بهینه‌ی عاطفی و شناختی دانش‌آموزان نشان داده است (به نقل از حسینی و  لطیفیان، 1384).

با وجود تحقیقات مختلف انجام شده در مورد رابطه‌ی جو کلاسی و ناسازگاری و تفاوت‌ها و تناقض‌های موجود در نتایج می‌توان گفت رابطه بین جو کلاسی و ناسازگاری یک رابطه‌ی ساده نیست؛ بلکه متغیرهای تعدیل‌گر و به خصوص میانجی مختلفی می‌توانند در این رابطه نقش ایفا کنند. مروری بر پژوهش‌های صورت گرفته نشان می‌دهد که فرایندهای شناختی در امر یادگیری، انگیزش و مدیریت کلاسی نقش مهمی ایفا می‌کنند. امروزه اکثر روان‌شناسان به هر دو مؤلفه شناخت و انگیزش و نقش آنها در یادگیری توجه دارند و بر اساس نظریه‌های جدید مانند نظریه یادگیری خودتنظیمی (زیمرمن و مارتینز-پونز، 1990، پینتریچ، 2004)، مؤلفه‌های شناخت، انگیزش و رفتار تحصیلی به‌صورت یک مجموعه در هم تنیده و مربوط به هم در نظر گرفته می‌شود. لذا می توان گفت جدا از اثرات مستقیمی که خودتنظمی بر یادگیری دارد، خودتنظیمی هم می‌تواند متاثر از جو و محیط کلاسی باشد. چنین رابطه‌ای ریشه در نظریه شناختی-اجتماعی باندورا[12] (1986، 1997) دارد.

علیرغم اهمیت تأثیر جو روانی اجتماعی و خودتنظیمی در سازگاری، در تحقیقات صورت گرفته در کشورمان بیشتر به نقش خودتنظیمی در پیشرفت تحصیلی دانش‌آموزان پرداخته شده (کجباف و همکاران، 1382؛ خادمی و نوشادی 1385؛ صمدی 1386، فرمیهن، عبدالملکی و رشیدی، 1387؛ محمدامینی، 1387) و به نقش انگیزشی آن در ایجاد رفتارهای سازگار کلاسی پرداخته نشده است. علاوه بر این، ارتباط بین جو روانی اجتماعی کلاس (به‌عنوان بافت یادگیری) و خودتنظیمی (به‌عنوان توانایی فراگیران) و رابطه این دو عامل مهم با ناسازگاری کلاسی و مشکلات انضباطی، موضوعی است که در تحقیقات گذشته، کمتر به آن پرداخته شده است.

با توجه به آنچه در مرور بر تحقیقات گذشته آمد، می توان گفت جو مدرسه می‌تواند به صورت مستقیم و یا با میانجی خودتنظیمی بر سازگاری دانش‌آموزان اثر گذار باشد (نمودار1). این پژوهش با هدف آزمون مدل رابطه‌ی جو روانی اجتماعی کلاس و ناسازگاری کلاسی با میانجی‌گری خودتنظیمی در دانش‌آموزان دوره راهنمایی انجام گرفته است.

نمودار 1. الگوی پیشنهادی نقش خودتنظیمی در  رابطه‌ی بین جو روانی اجتماعی کلاس و ناسازگاری کلاسی

لذا سؤال قابل طرح این است که آیا این مدل نظری پیشنهادی، از طریق شواهد تجربی جمع‌آوری شده از نوجوانان می تواند مورد حمایت قرار گیرد؟ به عبارت دیگر؛ آیا خودتنظیمی نوجوانان می‌تواند رابطه‌ی بین جوروانی اجتماعی کلاس با ناسازگاری کلاسی آنان را میانجی‌گری کند؟

روش

روش پژوهش از نوع توصیفی است که با استفاده از روش تحلیل مسیر و همبستگی برای شناخت رابطه بین متغیرها مطابق الگوی پیشنهادی استفاده شده است. 

جامعه، نمونه و روش‌ نمونه‌گیری: جامعه‌ی آماری این پژوهش کلیه‌ی دانش‌آموزان پسر و دختر مقطع سوم راهنمایی شهرستان سبزوار در خراسان رضوی در سال تحصیلی 90-1389 است. برای تعیین حجم نمونه دو ملاک قابلیت تعمیم‌پذیری یافته‌های نمونه به جامعه و تعداد پارامترهای مدل پیشنهادی تحلیل مسیر مورد توجه قرار گرفت. عدد 375 حداقل لازم برای هرسه ملاک را داراست با توجه به امکان عدم تکمیل برخی پرسشنامه‌ها، 412 پرسشنامه به روش خوشه‌ای چند مرحله‌ای است توزیع شد. به این صورت که از بین کلیه ی مدارس راهنمایی، 4 مدرسه‌ی پسرانه و 4 مدرسه‌ی دخترانه به صورت تصادفی انتخاب شد. سپس از هر مدرسه انتخابی دو کلاس پایه‌ی سوم به‌صورت تصادفی انتخاب شد. پرسشنامه را کلیه‌ی دانش‌آموزان آن کلاس تکمیل کردند. نمونه‌ی انتخابی شامل 202 دانش‌آموز پسر و 212 دختر  از 8 کلاس مناطق مختلف شهرستان سبزوار بود. برای جمع‌آوری داده‌ها از پرسش‌نامه‌های زیر استفاده شد:

پرسشنامه‌ی سازگاری دانش‌آموزان راهنمایی سینها و سینگ[13]: این پرسشنامه دارای سه خرده مقیاس است که به منظور تعیین میزان سازگاری اجتماعی، عاطفی و آموزشی دانش‌آموزان ساخته شده است و شامل 60 سوال (بلی و خیر) است. احقر (1376) این پرسشنامه را در مورد یک گروه نمونه 30000 نفری از دانش‌آموزان سراسر کشور اجرا کرد. پایایی کل این آزمون به روش دو نیمه کردن 95/0 و روش کودر ریچاردسون 94/0 بوده است. پایایی خرده مقیاس‌ها به روش دونیمه کردن چنین گزارش شده است: خرده مقیاس اجتماعی 93/0، عاطفی 94/0 و آموزشی 96/0 روایی محتوایی این تست با توجه به نظر 20 نفر از اساتید و متخصصان تأیید شده و برای روایی پیش بین تست، همبستگی ضریب گشتاوری بین نمره‌های پرسشنامه و درجه‌بندی مدیریت هوستل محاسبه و معادل 51/0 گزارش شده است.

پرسشنامه‌ی خودتنظیمی یادگیری (SRQ_A): را ریان وکانل[14] (1989) برای سنجش باورهای انگیزشی تحصیلی کودکان مقطع ابتدایی و راهنمایی که جامعه‌ای مشابه جامعه این تحقیق است، تهیه کرده‌اند. این پرسشنامه شامل چهار مقیاس مربوط به سبک تنظیمی بیرونی، درون فکنی، همانندسازی و درونی است. هر سبک تنظیمی بر اساس چهار نوع فعالیت (دلایل انجام تکالیف درسی، دلایل داشتن رفتار خوب در مدرسه، دلایل انجام کارهای کلاسی، دلایل پاسخگویی به سؤالات در کلاس) و با 8 سؤال مورد ارزیابی قرار گرفت. سؤالات این مقیاس به‌صورت طیف چهار درجه‌ای (کاملاً در ست است = 4 تا اصلاً درست نیست=1) است. روایی و پایایی این پرسشنامه را در ایران البرزی و رضویه (1382) احراز کرده‌اند. چنانچه روایی آن بر اساس روش تحلیل عوامل و روش روایی‌سازه همگرا (همبستگی با آزمون‌های مشابهی مانند پرسشنامه‌ی خودتنظیمی مذهبی (SRQ_R)، پرسشنامه‌ی خودتنظیمی روابط دوستانه (SRQ_F)، و پرسشنامه‌ی خودتنظیمی رفتارهای جامعه‌پسند (SRQ_P) و معدل تحصیلی) محاسبه و احراز شد. پایایی آزمون هم  باستفاده از آلفای کرانباخ کلی و خرده مقیاس‌ها مطلوب گزارش شده است.

مقیاس جو روانی اجتماعی کلاس: فریزر، گیدینگز و مک روبی[15] ( 1995، به نقل از حسین چاری و خیر، 1381) مقیاس مذکور را طراحی و رواسازی کرده‌اند. این مقیاس 20 گویه در چهار خرده مقیاس دارد: الف) ‌‌برخورد (اصطکاک) ب) هم بستگی (یکپارچگی) ج) انضباط (تکلیف مداری)
د) رقابت. پاسخ‌دهی به گویه‌ها از جانب شرکت‌کنندگان با روش لیکرت سه درجه‌ای هرگز، گاهی و همیشه است. حداقل نمره 20 و حداکثر آن 60 است. نمره پایین نشانه جو روانی اجتماعی مختل و نمره بالا نشانه‌ی جو روانی اجتماعی مطلوب است. این مقیاس را حسین چاری  به فارسی ترجمه کرد و در نمونه‌ای از دانش‌آموزان راهنمایی انطباق یابی آن انجام گرفت (به نقل از حسین چاری و خیر، 1381). همچنین او روایی سازه این پرسشنامه را با استفاده از روش تحلیل عاملی مورد مطالعه قرار داد و با استفاده از روش تحلیل عوامل، چهار بعد پیش گفته در مقیاس مذکور به صورت چهار عامل اصلی استخراج شد. مدد (1380، به نقل از حسین چاری و خیر، 1381) نیز ضریب پایایی بازآزمایی با فاصله ی زمانی دو هفته را برای کل آزمون77/0و برای خرده‌مقیاس فرعی اصطکاک 68/0، انسجام 60/0، انضباط 57/0و رقابت 64/0 گزارش نموده است. محققان مذکور ضریب پایایی را با روش آلفای کرونباخ، برای کل آزمون 87/0 و برای خرده‌مقیاس فرعی اصطکاک 81/0، انسجام 76/0، انضباط 79/0 و رقابت 80/0 گزارش کرده است.

روش اجرا: پس از تهیه پرسشنامه‌ها و انتخاب نمونه و روش نمونه‌گیری مناسب، از سازمان آموزش و پرورش خراسان رضوی و مدیریت آموزش و پرورش شهرستان سبزوار، مجوزهای لازم برای اجرا دریافت‌شد. پرسشنامه بی‌نام بود و در اجرا بر محرمانه بودن نتایج تأکید شد. شیوه‌ی اجرای پرسشنامه توسط هر فرد به شکل خوداظهاری و گروهی بود. مدت پاسخگویی بین 25 تا 35 دقیقه به طول می‌انجامید. پس از تکمیل پرسشنامه‌ها به‌دست شرکت‌کنندگان، نمره هر کدام از آنها در سه پرسشنامه‌ی جوروانی اجتماعی کلاس، پرسشنامه‌ی خودتنظیمی تحصیلی و پرسشنامه‌ی سازگاری و نیز خرده مقیاس‌های آنها محاسبه گردید. در گزارش یافته‌ها از روش‌های توصیف آماری مانند: میانگین، انحراف معیار و همبستگی پیرسون استفاده شد. برای آزمون الگوی پیشنهادی نیز از تحلیل مسیر استفاده شد. برای مقایسه مؤلفه‌های خودتنظیمی، سازگاری و جو کلاسی و نمره کلی آنها از MANOVA و t مستقل استفاده شد. قبل از اجرای تحلیل مسیر پیش فرض‌هایی مانند طبیعی بودن توزیع، هم خطی چندگانه، استقلال خطاها بررسی شد. تحلیل داده ها با استفاده از نرم افزار SPSS20 و LISREL8.53 صورت گرفت. 

نتایج

در این قسمت ابتدا به توصیف آماری داده­های پژوهش (جدول1) و در نهایت به آزمون فرضیه­های پژوهش پرداخته می‌شود. همان طور که در جدول مشاهده می‌شود، میانگین و انحراف معیار نمرات آزمودنی‌ها در متغیرهای پژوهش نشان داده شده است. جدول(1) ضرایب همبستگی متقابل میان متغیرهای پیش‌بین (مقیاس‌های جو روانی و مقیاس‌های خودتنظیمی) و متغیر ملاک (ناسازگاری) را نیز نشان می دهد.

جدول 1. میانگین، انحراف معیار و ضرایب همبستگی پیرسون بین مؤلفه‌های ناسازگاری، جوروانی اجتماعی کلاس و خودتنظیمی

^*معنادار در سطح 05/0

آزمون مدل پیشنهادی برای آزمون فرضیه اصلی که یک مدل علّی تحلیل مسیر بود و بر اساس آن فرض می‌شد که جو روانی اجتماعی کلاس (جو همبستگی، جو انضباط، جو اصطکاک و جو رقابت) از طریق متغیر میانجی خودتنظیمی با ناسازگاری (ناسازگاری عاطفی، ناسازگاری اجتماعی و ناسازگاری آموزشی) ارتباط دارد، تحلیل مسیر انجام شد.

هدف الگوی کلی طرح شده، بررسی نقش جو روانی اجتماعی کلاس بر خودتنظیمی و ناسازگاری دانش‌آموزان است. همان‌طور که مشاهده می‌شود، برخی شاخص‌های کلی آزمون نیکویی برازش از طریق الگوی تحلیل مسیر به این شرح است (052/0=[16]RSMEA، 9=df، 07/19=²c، 99/0=[17] GFI، 95/0=[18]AGFI و 11/2=df/²c). هرچه شاخص GFI و AGFI به یک نزدیک‌تر باشد، الگو از برازش بهتری برخوردار است و داده‌ها به نحو بهتری الگوی روابط مفروض را تأیید می‌کنند. بر این اساس مطلوب آن است که RSMEA به صفر نزدیک باشد تا برازش بهتر الگو را نشان دهد. شاخص برازشdf /²c  نیز هر چه کمتر باشد بهتر است و نباید بیشتر از 3 باشد. با مقایسه میزان برازش مدل با شاخصهای مختلف می توان گفت که کلیه‌س شاخص‌ها از مقدار مطلوبی برای برازش مدل برخوردار هستند. با توجه به مطلوبیت شاخص‌های ذکر شده، داده‌ها الگوی کلی مفروض را تأیید می‌کنند. همان‌طور که مشاهده می‌شود، شاخص‌های کلی آزمون نیکویی برازش از طریق الگوی تحلیل مسیر حاکی از برازش کلی الگوست.

نمودار 2. الگوی آزمون شده نقش خودتنظیمی در  رابطه‌ی بین جو روانی اجتماعی کلاس و ناسازگاری کلاسی

پارامترهای استاندارد b و g (ضرایب مسیر) قدرت نسبی هر مسیر را نیز نشان می‌دهد. اثر مستقیم جو رقابت بر خودتنظیمی (25/0)،اثر مستقیم جو انضباط بر خودتنظیمی (10/0)، اثر مستقیم جو همبستگی بر خودتنظیمی (08/0)،اثر مستقیم جو اصطکاک بر خودتنظیمی (03/0-)، اثر مستقیم جو همبستگی بر ناسازگاری اجتماعی (26/0-)،  اثر مستقیم جو انضباط بر ناسازگاری عاطفی(22/0-)، اثر مستقیم جو انضباط بر ناسازگاری آموزشی (22/0-)، اثر مستقیم خودتنظیمی بر ناسازگاری آموزشی (30/0-)،اثر مستقیم خودتنظیمی بر ناسازگاری اجتماعی (22/0-) و اثر مستقیم خودتنظیمی بر ناسازگاری عاطفی (13/0-) محاسبه شد.آزمون معناداری t نشان می‌دهد که به جز ضرایب مسیر جو انضباط به خودتنظیمی، جو همبستگی به خودتنظیمی وجو اصطکاک به خودتنظیمی که معنادار نیست، سایر ضریب مسیرها قوی  و به لحاظ آماری معنادار است.

همچنین برای مقایسه ابعاد ناسازگاری در دانش‌آموزان دختر و پسر از تحلیل واریانس چند متغیری استفاده شد. نتایج نشان داد که اثر جنسیت بر ترکیب خطی ابعاد ناسازگاری معنادار است (F= 3/71, p= 0/01). بنابراین جدول اثرات بین گروهی به تفکیک مؤلفه‌ها را مورد بررسی قرار می‌دهیم تا مشخص شود در کدامیک از خرده مقیاس‌های پرسشنامه ناسازگاری اثر معنادار وجود دارد. از بین سه خرده مقیاس ناسازگاری در دو خرده مقیاس ناسازگاری عاطفی و ناسازگاری اجتماعی، میانگین نمرات پسران نسبت به دختران به طور معناداری بالاتر بود (01/0>p). در خرده مقیاس ناسازگاری آموزشی تفاوت معناداری مشاهده نشد.

 برای مقایسه خودتنظیمی در دانش‌آموزان دختر و پسر از تحلیل واریانس چند متغیری استفاده شد. نتایج نشان داد که اثر جنسیت بر ترکیب خطی ابعاد هادی و مقایسه‌ی آن‌ها محاسبه و مورد بررسی قرار گرفت. از مقدار مطلوبی برای برازش مدل برخوردار هستند. شهرستان سبزوار خودتنظیمی معنادار است  (F= 6.75, p= 0.001). با توجه به نتایج به دست آمده، می‌توان گفت، از بین چهار خرده مقیاس پرسشنامه خودتنظیمی، در سه خرده مقیاس خودتنظیمی بیرونی، درونی و شناختی، میانگین نمرات دختران نسبت به پسران به طور معنی داری بالاتر بود (01/0>p). در خرده مقیاس خودتنظیمی درونی تفاوت معناداری مشاهده نشد.

بحث و نتیجه‌گیری

این پژوهش با هدف آزمون الگوی رابطه‌ی جو روانی اجتماعی کلاس و ناسازگاری کلاسی با میانجی‌گری خودتنظیمی در دانش‌آموزان دوره‌ی راهنمایی انجام گرفته است. با توجه به نتایج به دست آمده، می‌توان گفت: بین جوروانی اجتماعی کلاس و ناسازگاری کلاسی به صورت مستقیم و به‌طور غیرمستقیم از طریق واسطه‌گری خودتنظیمی رابطه‌ی وجود دارد. در مدل برازش شده، ضرایب مسیر نشان داد که از مقیاس‌های جو روانی کلاس، تنها رابطه جو رقابت و خودتنظیمی معنادار است. با توجه به این نتایج می‌توان چنین تحلیل کرد که جو رقابت با میانجی‌گری خودتنظیمی و جو انضباط و همبستگی به صورت مستقیم در کاهش ناسازگاری‌ها نقش داشته‌اند. نتایج این پژوهش با نتایج امان الهی و همکاران (1388) و رجبی، چهارحولی و عطاری (1386) همخوان بود. در توجیه این یافته‌ها سانتروک (1997) عقیده دارد عامل بسیار مهمی که تأثیرات محیط مدرسه و خانواده را مشخص می‌کند، فضا (جو) عاطفی روانی موجود در این دو محیط و تقویت مداوم رفتارها از طرف مدرسه و خانواده در حساس‌ترین سال‌های حیاتی افراد یعنی دوران نوجوانی است. به اعتقاد او ناسازگاری دانش‌آموزان و روابط معیوب و مختل عاطفی، اجتماعی و آموزشی متاثر از جو ناسالم و نامناسب کلاس درس است. طبق نظریه شناختی اجتماعی بندورا محیط و بافت اجتماعی (مثل مدرسه) به‌عنوان یکی از عوامل اصلی تعیین‌کننده‌ی رفتار در نظر گرفته می‌شود. دانش‌آموزان از طریق یادگیری ضمنی و مشاهده‌ای از معلم و همسالان، رفتارهای مختلف را فرا می‌گیرد. نوع رفتار همسالان در کلاس درس و روش کنترل و مدیریت کلاسی معلم می‌تواند در ناسازگاری مؤثر باشد. بدین ترتیب جو ناسالم و نامناسب کلاسی به‌صورت مستقیم و غیر مستقیم بر میزان ناسازگاری‌ها خواهد افزود.

همچنین ضریب مسیر خودتنظیمی به هر سه بعد ناسازگاری عاطفی، اجتماعی و آموزشی منفی و معنادار است. این یافته که رابطه‌ی خودتنظیمی با مقیاس‌های ناسازگاری منفی است با تحقیقات متعددی در مورد رابطه‌ی مثبت بین خودتنظیمی و عملکردها و فرایندهای مختلف روانی و تربیتی همخوان است (رید، تروت و شارتز[19]، 2005؛ توکلی‌زاده، ابراهیمی، فرخی و گلزاری، 1390؛ حسین‌چاری و دهقان، 1387؛ جوکار و دلاورپور، 1386). رید، تروت و شارتز (2005) شواهد پژوهشی مختلفی را در نقش مداخلات خودتنظیمی در کاهش رفتارهای غیر انطباقی و افزایش رفتارهای مثبت نشان دادند. همچنین این یافته‌ها با نقش مثبت خودتنظیمی در کاهش اهمال کاری و تعلل ورزی تحصیلی (حسین چاری و دهقان، 1387؛ جوکار و دلاورپور، 1386) همخوان است. در توجیه این یافته‌ها با توجه به نظریه شناختی-اجتماعی (باندورا، 1986) می‌توان گفت: تسلط بر خود و محیط و داشتن فرایندهای کنترل خود این امکان را می‌دهد که فعالیت‌ها و فرایندهای مختلف خود را کنترل کنیم و در نتیجه امکان سازگاری با محیط بهتر فراهم گردد.

مقایسه اثر جنسیت بر خودتنظیمی نیز نشان داد که دختران از راهبردهای خودتنظیمی بیشتری نسبت به پسران استفاده می‌کنند. این نتیجه با نتایج والترز[20] (2003) و حسین چاری و دهقانی (1387) همخوان است. حسین چاری و دهقانی (1387) نیز دریافتند که دختران نسبت به پسران از راهبردهای خودتنظیمی بیشتر و اهمال‌کاری تحصیلی کمتری دارند. در توجیه یافته‌ها تاگل[21] (1995؛ به نقل از سلیمانی و خاکساری، 1387) معتقد است که جو مدارس پسرانه، بیشتر قیمی است و معلمان مرد از نظر جهت‌گیری کنترل دانش‌آموز، قیمی تر از معلمان زن هستند. در جو مدرسه قیمی، کنترل به طور مستقیم و شدید اعمال می‌گردد و سعی می‌گردد با روش‌های اجباری و تهدیدی، دانش‌آموز را وادار به رعایت نظم و اطاعت از قوانین مدرسه کنند. با توجه به نظریه خود‌تعیینی (دسای و ریان، 2000 و ریان و دسی، 2000)، در محیط های آموزشی، کاری، درمانی و دیگر محیط‌های اجتماعی باید سعی شود به افراد آزادی انتخاب اهداف و کنترل بر زندگی‌شان داده شود تا افراد احساس خود‌مختاری کنند و اعمالشان را بر اساس دلایل و انگیزش درونی‌شان انجام دهند.

همچنین مقایسه ناسازگاری در پسران و دختران نشان داد که میانگین نمرات پسران در خرده مقیاس‌های ناسازگاری بیشتر از دختران بود. یافته‌های پژوهش حاضر و پژوهش‌های پیشین نشان می‌دهد که دختران راهبردهای خودتنظیمی و خودتعیینی بیشتر و اثربخش‌تر (والترز، 2003؛ حسین چاری و دهقانی، 1387) را به کار می‌گیرند. برخی خصوصیات نظیر حس مسؤولیت‌پذیری بیشتر در دختران که برآمده از ویژگی‌ها و نقش‌های جنسیتی است می‌تواند توجیه گر چنین نتایجی باشد.  

بنابر نتایج به دست آمده، می‌توان گفت، فراهم کردن محیط آموزشی و ساختار کلاسی که به خودتنظیمی دانش‌آموزان بینجامد، نقش مهمی در کاهش ناسازگاری آنان ایفا خواهد کرد. معلمان، والدین و مدیران با فراهم کردن جو روانی- اجتماعی مناسب می‌توانند نقش مهمی در افزایش خودتنظیمی و کاهش ناسازگاری‌ها داشته باشند. همچنین با توجه به اینکه ناسازگاری در بین پسران به‌طور معناداری بالاتر از دختران بود، باید سعی شود در مدارس پسرانه برای دستیابی به انضباط فردی بیشتر و نظارت بیرونی کمتر توجه شود. دادن این احساس به دانش‌آموزان که تا حدود زیادی مالکیت درس را به عهده دارند، تاثیر مثبت به سزایی در کنترل کلاس دارد و به موازات افزایش موفقیت آمیز مشارکت دانش‌آموزان در درس بی‌نظمی‌ها نیز کاهش می‌یابد.

تحقیق در مورد نقش جوروانی اجتماعی در ناسازگاری دانش‌آموزان با میانجی‌گیری خودتنظیمی با توجه به نوع متغیرها، به شدت وابسته به بافت است. لذا تعمیم نتایج به سایر موقعیت‌ها با احتیاط با ید صورت گیرد. استفاده از پرسشنامه‌های خودگزارشی ها در توصیف سه متغیر هم ممکن است فهم عمیق و همه جانبه‌ای از این سه ویژگی فراهم نکند. روابط ضعیف در برخی از مسیرها ممکن است به همین دو دلیل ذکرشده باشد. متغیرهای همچون جو خانواده و دوستان نیز ممکن است بر روی متغیرهای الگوی پیشنهادی اثر داشته باشند و نتیجه را تحت تاثیر قرار دهد که درمدل وارد نشده است. پیشنهاد می‌شود تحقیقات آینده در بافت‌ها ومقاطع دیگر، با ابزارهای دقیق تر و جدیدتر تکرار گردد. همچنین پیشنهاد می‌شود مدل‌های دختران و پسران با هم مقایسه شود و متغیرهای دیگری همچون جو خانواده و دوستان و انگیزش و باورهای انگیزشی نیز در الگوهای پیشنهادی وارد گردد.