Wyniki pilotażowych badań własnych

2.1. Uczestnicy badania

Badanie przeprowadzono wśród 1001 studentów trójmiejskich wyższych uczelni publicznych i niepublicznych różnych kierunków i lat studiów od listopada 2011 r. do maja 2012 r. – poza sesją egzaminacyjną oraz nie bezpośrednio (powyżej 3 tygodni) przed nią lub po niej. Wśród osób badanych znajdowali się studenci od 1 do 5 roku studiów zarówno studiów stacjonarnych, jak i niestacjonarnych. Wśród osób badanych znajdowało się 759 kobiet i 242 mężczyzn. Średni wiek wszystkich osób badanych wynosił 21,93 lat (SD = 4,23). Wśród respondentów, którzy udzielili odpowiedzi na pytanie o aktualne zajęcie (94,9% osób), 16,8% (N = 161) osób oprócz studiowania również pracowało. W tym miejscu należy zwrócić uwagę na ogra-niczenie przedstawionego badania w postaci nadreprezentacji kobiet w badanej próbie. Wynika to z faktu, że na tym etapie procedury – pomimo wstępnego przy-jęcia założenia o doborze kwotowym i starań nad zapewnieniem odpowiednich proporcji kobiet i mężczyzn, studentów z uczelni publicznych i niepublicznych, rodzajów uczelni, trybów studiów, kierunków i lat studiów – badana próba jest próbą okolicznościową. Czynnik ten należy uwzględnić przy wnioskowaniu.

2.2. Materiały i procedura badania

Jednym z narzędzi psychometrycznych wykorzystanych w badaniu była autorska skala do oceny zachowań, postaw, odczuć i przekonań związanych z nauką¹⁰. Badani udzielali odpowiedzi na pięciostopniowej skali częstości, od 1 – bardzo rzadko do 5 – bardzo często. W pracy tej omówione zostaną wyniki na dwóch podskalach – przyjemności (z nauki) oraz samoskuteczności (w zakre-sie nauki)¹¹. Dotychczas uzyskane dane potwierdzają zadowalającą rzetelność tego narzędzia oraz jego trafność, w tym dobre właściwości psychometryczne poszczególnych pozycji.

10 Badanie było częścią większego projektu badawczego dotyczącego uzależnienia od pracy wśród studentów. Elementem projektu badawczego było stworzenie rzetelnego i trafnego narzędzia do pomiaru charakterystyk związanych z nauką. Przedstawione wyniki obejmują dane zebrane w trakcie badań pilotażowych, jak również podczas walidacji kwestionariusza.

11 W związku z tym, że na różnych etapach badań liczba pozycji mierzących dany wymiar była różna, na potrzeby analizy przedstawionej w tym opracowaniu uwzględniono wyniki na skalach, na które składały się pozycje, znajdujące się we wszystkich badanych wersjach kwestionariusza.

Zaangażowanie w naukę mierzono za pomocą jednego pytania, na które odpowiedzi udzielano na siedmiostopniowej skali Likerta, od 1: W ogóle nie jestem zaangażowany/-a do 7: Jestem całkowicie zaangażowany/-a. Zaangażowanie było mierzone w podgrupie 498 studentów (387 kobiet i 111 mężczyzn). Ponadto badani wypełniali także kwestionariusz dotyczący ich danych demograficznych i liczby godzin poświęcanych tygodniowo na naukę. Proszono, aby w czas nauki wliczać również czas spędzany na zajęciach na uczelni. W ten sposób uzyskano sumaryczną miarę całkowitej ilości czasu poświęcanego na tę aktywność.

Udział w badaniu był dobrowolny. Przed przystąpieniem do wypełniania kwestionariuszy respondentów informowano o tym, że badanie jest anonimowe, a jego wyniki posłużą wyłącznie celom naukowym. Kwestionariusze wypełniano w czasie jednej sesji. Do wykonania analiz statystycznych użyto pakietu staty-stycznego IBM SPSS 20. PL i AMOS 20.

2.3. Wyniki

W pierwszej kolejności sprawdzono, czy podskale Przyjemności i Samoskutecz-ności mają oczekiwaną strukturę (pierwsza podskala w tym badaniu składała się z dwóch pozycji, a druga z trzech pozycji). Na podstawie dotychczasowych badań¹² można było oczekiwać, że zmienne latentne Przyjemność i Samoskuteczność są ze sobą skorelowane i że najprawdopodobniej tworzą czynnik wyższego rzędu, który można nazwać poczuciem kompetencji w zakresie uczenia się – obejmuje on bowiem zarówno poczucie posiadania umiejętności w zakresie uczenia się, jak również pozytywny stosunek do nauki¹³. Przeprowadzona konfirmacyjna analiza czynnikowa potwierdziła, że model hierarchiczny, w którym czynniki latentne – przyjemności i samoskuteczności – posiadają ładunki na czynnik wyższego rzędu – kompetencje, reprezentuje dobre dopasowanie do danych i w porówna-niu z modelami konkurencyjnymi stanowi najlepsze teoretyczne wyjaśnienie zaobserwowanych relacji między zmiennymi latentnymi oraz wskaźnikami empirycznymi¹⁴.

Średnia ilość czasu poświęcana na naukę w badanej próbie studentów wyniosła 27,68 ± 16,80 godzin tygodniowo. Kobiety przeciętnie przeznaczały na naukę więcej czasu niż mężczyźni (t = 3,01, p < 0,01) (tab. 1). Na rys. 1 znajduje się

12 Por. P. A. Atroszko, Osobowościowe korelaty…, op.cit.

13 F. Delamare Le Deist, J. Winterton, op.cit.

14 Ze względu na zwięzłość wywodu podane tu zostaną jedynie statystyki dla modelu hierar-chicznego: χ² = 1,434, df = 4, n. i., RMSEA = 0,000 (CI 0,000–0,027). Wszystkie ładunki czynni-kowe były statystycznie istotne na poziomie p < 0,001.

wykres przedstawiający wyniki dotyczące liczby godzin poświęcanych tygo-dniowo na naukę przez studentów¹⁵. Ponad 42% badanych poświęcało dziennie na tę aktywność zaledwie 3 godziny lub mniej, przy tym ponad 11% studentów poświęcało na naukę mniej niż 1 godzinę dziennie. Jednocześnie podobny odsetek studentów uczył się co najmniej 7 godzin dziennie.

Tab. 1. Średnie odchylenia standardowe i korelacje w grupie kobiet i mężczyzn w zakresie badanych zmiennych

N Średnia Odchylenie

standardowe 2 3 4

Wiek Kobieta 717 21,97 4,16 0,04 –0,22*** 0,22***

Mężczyzna 234 21,75 4,28 0,09 0,09 0,24***

Zaangażowanie

w naukę Kobieta 387 4,61 1,18 0,31*** 0,41***

Mężczyzna 111 3,97 1,23 0,36*** 0,46***

Liczba godzin

nauki Kobieta 687 28,69 16,42 0,12

Mężczyzna 211 24,73 17,63 0,02

Poczucie

kompetencji Kobieta 748 14,89 3,66 –

Mężczyzna 235 14,52 3,89 –––

Źródło: opracowanie własne.

Rys. 1. Odsetek studentów poświęcających na naukę daną liczbę godzin tygodniowo

Źródło: opracowanie własne.

15 Odsetek studentów obliczono z poprawką na nierówną liczbę kobiet i mężczyzn. Deklarowany czas nauki podzielono na przedziały o zakresie wartości równym 7 godzin. W ten sposób możliwe było sklasyfikowanie wyników w łatwo interpretowalne grupy, ponieważ wartość równą 7 można odnieść do dni tygodnia.

Kobiety i mężczyźni nie różnili się pod względem wieku (t = 0,72, n.i.) oraz poczucia kompetencji (t = 1,36, n.i.). Odnotowano natomiast różnice w zakresie zaangażowania w naukę. Kobiety wykazywały się wyższym poziomem zaanga-żowania w naukę (t = 4,97, p < 0,001) (tab. 1).

Liczba godzin nauki wykazała liniowy związek z zaangażowaniem w naukę.

Współczynnik korelacji r-Pearsona wyniósł r = 0,33¹⁶. Im wyższe zaangażowanie studentów w naukę, tym więcej godzin poświęcają oni na uczenie się. Jednak siła tego związku nie jest duża. Przeprowadzona analiza regresji liniowej wykazała, że zaangażowanie w naukę wyjaśnia 12% wariancji czasu nauki, co oznacza, że większość wariancji czasu poświęcanego na naukę jest wyjaśniana przez inne czynniki niż zaangażowanie w naukę. Zgodnie z oczekiwaniami zaangażowanie w naukę korelowało z przyjemnością z nauki (r = 0,34) oraz z samoskutecznością w zakresie nauki (r = 0,34), a także z ogólnym wynikiem w zakresie poczucia kompetencji (r = 0,43). Przeprowadzona analiza regresji zaangażowania na zmienną latentną kompetencje wykazała, że 37% zaangażowania w naukę może być wyja-śnione poczuciem kompetencji w zakresie nabywania wiedzy. Zmienne związane z poczuciem kompetencji korelowały pozytywnie z wiekiem, wskazując, że im starszy student, tym większą przyjemność czerpie z nauki (r = 0,27), tym większe ma poczucie samoskuteczności (r = 0,13) oraz ogólnie wyższe poczucie kompetencji w zakresie nauki (r = 0,23). Zmienne te jednak nie wykazały istotnych korelacji z liczbą godzin nauki, natomiast w grupie kobiet wiek korelował z czasem nauki negatywnie (r = –0,22) – zob. tab. 1.