تئوری رغبت شغلی

 

 

 Cross-Cultural Validation of Holland’s Theory in Singapore:

 Beyond Structural Validity of RIASEC

اعتباريابی بين فرهنگی تئوری هولاند در سنگاپور: اعتبار فراساختاری ريازک

نام مترجم: سولماز توکلی

نام تایپیست: سولماز توکلی

نام مصحح:

نام ویرایشگر: معصومه میرزایی

شماره فايل: 126154

تاريخ اتمام ترجمه: 16٫ 4٫ 88

Journal of Career Assessment

http://jca. sagepub. com

DOI: 10. 1177/106907270100900202

Journal of Career Assessment 2001; 9; 115

Star Soh and Frederick T. L. Leong

Validity of RIASEC

Cross-Cultural Validation of Holland’s Theory in Singapore: Beyond Structural

http://jca. sagepub. com/cgi/content/abstract/9/2/115

The online version of this article can be found at:

Published by:

SAGE

http://www. sagepublications. com

:Additional services and information for Journal of Career Assessment can be found at

Email Alerts: http://jca. sagepub. com/cgi/alerts

Subscriptions: http://jca. sagepub. com/subscriptions

Reprints: http://www. sagepub. com/journalsReprints. nav

Permissions: http://www. sagepub. com/journalsPermissions. nav

Citations http://jca. sagepub. com/cgi/content/refs/9/2/115

چکیده

اعتبارسنجی تئوری هولاند معمولا روی اعتبار ساختاری مدل ريازک تمرکز دارند. اين مطالعه نه تنها اعتبار ساختاری بلکه هم ارزی مفهومی ريازک و اعتبار وابسته به معيار تئوری هولاند را درمورد دانشجويان از گروه نژادی بزرگی در ايالات متحده (آمريکاييهای سفيد پوست) و سنگاپور (چينی ها) بررسی کرد. ارزشها برای بررسی اعتبار همگرا-تفکيک کننده[2] و هم ارزی معنايي[3] ريازک استفاده شدند. نتايج، اعتبار ساختاری و وابسته به معيار مشابهی در تمام نمونه ها نشان می دهند، اگرچه ارقام بطورکلی کمتر از مقادير بدست آمده در مطالعات قبلی بودند.

ارزشها ارتباط ضعيفی با انواع رغبت داشتند. چندين شواهد از اعتبار همگرايی ضعيف برای انواع I، S و E بدست آمد. آزمونهای بکار رفته روی اين سه نوع نشان داد که هم ارزی معنايی برای نوعهای E و S وجود داشت و نيز امکان تعدادی معنای فرهنگی خاص[4] منتسب به نوع I وجود داشت. معانی و پيامدهای بدست آمده برای تحقيقات آينده مورد بحث قرار گرفتند.

کلمات کليدی: اعتبار ميان فرهنگی، تئوری رغبت شغلی هولاند، هم ارزی معنايی، ارزشها، سنگاپور

مطالب علمی درمورد روانشناسی شغلی در سه دهه اخير تاثير زيادی از تئوری رغبت شغلی هولاند (هولاند 1959، 1973، a1985، 1997)[5] گرفتند. هولاند (1997) پيشنهاد کرد که رغبت شغلی برپايه شش نوع شخصيت استوار است ؛ واقع گرايی (R)، پژوهشی (I)، هنری (A)، اجتماعی (S)، متهورانه (E) و متعارف (C). هر نوع شخصيت (پايان صفحه 115) همبسته با اولويت هايی برای فعاليت های بخصوص، ارزشها، نگرشها و قابليت هاست. از آنجائيکه  اين شش نوع شخصيت رغبت های شغلی را تحت تاثير قرار می دهند، از آنها به عنوان انواع رغبت نيز ياد می شود.

فرض براين است که اين شش نوع رغبت با يکديگر به شکل يک شش وجهی رابطه دارند (هولاند 1997)، که اين نوع رابطه به عنوان مدل/فرضيه مرتبه دايره ای در ادبيات روان شناسی شناخته می شوند. اين فرضيه بيان می کند که همبستگی هایی بين جفتهای مجاور انواع رغبت (بطور مثال R-A يا R-C) قويتر از همبستگی های ميان انواع متناوب (بطور مثال R-A يا R-E) می باشد که خود اين همبستگی های ميان انواع متقابل (بطور مثال R-S) می باشد. يک شخص می تواند بوسيله مرتب سازی نمرات مربوط به شخص روی شش نوع رغبت تصويرسازی شود تا يک کد را توليد کند. بطور معمول اولين، دومين و يا سومين حرف کد برای توصيف کردن اين نمايه استفاده می شوند.

مطابق با نظريه هولاند (1997)، ”مردم محيط پيرامون خود را کاووش می کنند که اين امر به آنها اين اجازه را می دهد تا مهارتها و توانایي هايشان را تمرين کنند، نگرش ها و ارزشهايشان را بيان می کنند و نقش ها و مشکلات مربوط به آن را برعهده می گيرند“(صفحه 7). به موازات انواع شخصيت، به محيط ها نيز شش برچسب تخصيص داده می شود. يک شخص ”R“ به دنبال يک محيط ”R“خواهد بود، شخص ”I“به دنبال محيط ”I“ و به همين ترتيب. زمينه مطالعه، اشتغال و پيشه چند نمونه از محيط های نوعی می باشند. تناسب [6] يا تجانس[7] به درجه تطابق بين انواع شخصيت يک نفر و محيط آن اطلاق می باشد.

در سالهای اخير علاقه وافری برای مطالعه در مورد اعتبار ساختاری مدل مرتبه دايره ای مربوط به ريازک در کشورهای ديگر (بطور مثال راندز و تريسی، 1996؛ يو و الوی، 1996)[8] و در بين نژادهای موجود در ايالات متحده امريکا (بطور مثال دی و راندز 1998؛ فواد، هارمون و بورگن، 1997)[9] وجود داشته است. يک خلاصه خوب از مطالعه بين فرهنگی انجام شده در تجزيه و تحليل متا[10] از 76 ماتريس همبستگی مربوط به مدل ريازک از 18 کشور و همچنين 20 ماتريس همبستگی از 4 نژاد در داخل امريکا انجام شده توسط راندز و تريسی (1996) يافت می شود. تجزيه و تحليل متا تغييرپذيری وسيعی را در تغييرناپذيری مدل ريازک در بين کشورها نشان داد و کمبود مطالعات در آسيای شرقی را مشخص کردند (که فقط در ژاپن، تايوان، مالزی و اندونزی نشان داده شده بود).

تجزيه و تحليل متا راندز و تريسی (1996) روی رابطه ساختاری بين انواع رغبت ها تمرکز کرده بود، تأکيدی که در اکثر مطالعات ديگر نيز وجود دارد (بطور مثال دی و راندز 1998؛ فواد، هارمون و بورگن، 1997). اگرچه ارزيابی عموميت ساختار ريازک مهم است، اما اين امکان نيز وجود دارد که يک ساختار مشابه در کشورهای متفاوت با مقدار جزئی ناهمانندی معناها در انواع رغبت ها وجود داشته باشد. بطور مثال اگرچه ابعاد اساسی برای تعريف ”I“در دو فرهنگ ممکن است رغبت های اساسی را در کارکردن با ايده ها و اشيا منعکس کند (پرديگر[11]، 1982؛ دی و راندز، 1998)، امّا اولويت برای فعاليتهای ”I“ممکن است دارای تفاوتهای شديدی در جهت گيری های ارزش در فرهنگ های متفاوت باشد.

هولاند (1997) شخص نوع ”I“را به عنوان کسی که استقلال، پيشرفت دانشمندانه[12]، آزادی و عقلانيت را ارج می نهد و به ارزشهایي نظير امنيت و تأمين خانواده، خوشی و رابطه دوستی درست کمتر بها می دهد. با فرض اينکه مفهوم انواع رغبت عمدتا بوسيله داده ها و مشاهدات در امريکا تحت تأثير قرار می گيرد (يک جامعه با فردگرايی بالا؛ هوفستد[13]، 1980)، يک شخص نوع  ”I“ که در يک فرهنگ بسيار متفاوت در اجتماع رشد کرده (بطور مثال جامعه ای از لحاظ جمع گرايی بالا)، ممکن است تا حدی جهت گيريهای ارزشی متفاوتی داشته باشد.

بطور فرض، شخص نوع ”I“ در فرهنگ جمع گرايی ممکن است وابستگی متقابل و دوستی را در جستجو برای موفقيت دانشمندانه ارزش بشمارد و ارزش کمتری را برای استقلال درنظر بگيرد. بطور خلاصه انواع رغبت مشابه در فرهنگ های متفاوت ممکن است جهت گيری ارزش فرهنگی- عمومی[14] و ارزش فرهنگی-ويژه[15] را علی رغم داشتن ساختارهای مشابه ريازک داشته باشند (لئونگ و براون، 1995)[16]. (پايان صفحه 116) شناساي هرکدام از چنين تفاوتهايی اطلاعات مهمی را برای مشاوران شغلی فراهم می کند که ممکن است شباهت ساختارهای ريازک را به دامنه های ديگر نظير ارزشها و عقايد بيش از حد عمومی کنند و به تبع آن مشتريان خود از نژادهای متفاوت را با يک فرض های نادرست برخورد و هدايت کنند.

بنابراين هدف اين مطالعه بررسی اعتبار تئوری هولاند (1997) فراتر از مدل ساختاری ريازک در يک کشور آسيای شرقی (سنگاپور) می باشد که اين تئوری تا به حال بطور مفصل در آنجا ارزيابی نشده است (تان، 1998)[17]. مهم ترين گروه نژادی در سنگاپور، يعنی چينی ها، با يک نمونه از امريکايی های سفيد پوست برای فراهم کردن يک تمايز بين دو گروه فرهنگی مختلف مقايسه خواهند شد.

سه جنبه از تئوری هولاند (1997) بررسی خواهد شد.

اول، ساختار ريازک مقايسه خواهد شد. مطالعات قبلی روی چينی ها در چين (یو وآلوی، 1996) و در هنگ کنگ (فارح، لئونگ و لاو، 1998)[18] ناتيج مبهم و مختلط برای مدل مرتبه دايره ای دارند. محاسبه شاخص متناظر (نتايج تکميلی را در بخش نتايج مشاهده کنيد) که يک روش ارزيابی مناسب بودن مدل مرتبه دايره ای برای نمونه موجود در مطالعه یو و آلوی بيشينه نمره 1 را توليد کرد (يعنی تمام 72 رابطه پيش بينی شده يافت شد). از طرف ديگر، فارح و همکاران (1998) فقط يک نمره 61/0 را برای نمونه هايشان بدست آوردند (يعنی فقط 57 مورد سازگار با پيش بينی ها بودند). راندز و تريسی (1996) گزارش دادند که معيار سنجش آمريکا برای شاخص متناظر، بر پايه 72 ماتريس همبستگی برابر با 7/0 می باشد.

دوم، اعتبار همگرا-تفکيک کننده برای ريازک و هم ارزی معنايی در تمام نمونه ها، استفاده از ارزشها بررسی خواهد شد. بويژه ما می خواهيم بفهميم که آيا ارزشهای مرتب شده در هر نوع رغبت، همانگونه که بوسيله هولاند (1997) فرض شده است، همبستگيهای مورد انتظار را با علايق نشان می دهند و اگر اينچنين است آيا روابط در ميان نمونه هايی که از لحاظ فرهنگی متفاوت هستند، پايدا می باشند. تحقيقات اخير (بطور مثال بلک و ساکت، 1999؛توکار، واکس و سوانسون، 1995)[19] روی روابط ريازک با پنج فاکتور بزرگ شخصيتی متمرکز بودند. ما مطالعه ای را نمی شناسيم که اخيرا روابط ريازک را با ارزشها بخصوص از يک منظر ميان فرهنگی بززسی کرده باشد تا عاملی را که ممکن است فرهنگی-ويژه و فرهنگی-عمومی باشد را شناسايی کنند.

انواع ازشهای شوارتز (1992، 1994)[20] برای اين منظور انتخاب شد، چراکه مطالعه او ساختار ارزشهايی را که در ميان 20 ملت بارز و قوی بودند، نشان داد. علاوه بر اين ارزشهای شوارتز نشان دادند که از لحاظ مفهومی مشابه با اهداف زندگی و ارزشهای استفاده شده بوسيله هولاند (1997) هستند که برای مشخص کردن انواع رغبت استفاده شد. شوارتز (1992، 1994) گزارش داد که در سطح فردی، ارزشها به 10 نوع سازماندهی می شوند که هرکدام برحسب هدف اصلی آن تعيين می شوند که بعنوان يک اصل راهنما در زنگی يک شخص عمل می کنند.

آنها عبارتند از قدرت (يعنی موقعيت اجتماعی، تسلط روی مردم ومنابع)، پيشرفت (يعنی موفقيت شخصی برطبق استانداردهای اجتماع)، لذت جويی (يعنی لذت يا خوشنودی نفسانی)، تحرک (يعنی برانگيختگی جنسی و تازگی)، خودفرمانی (يعنی استقلال فکر و رأی)، عام گرايی (يعنی درک، مدارا و محافظت برای رفاه تمام مردم و طبيعت)، نوع پرستی (يعنی محافظت و افزايش رفاه مردمی که نزديک به شخص هستند)، سنت (يعنی احترام و تعهد به رسومات و ايده های فرهنگی يا مذهبی)، همنوايی (يعنی خودداری از اعمال و انگيزه هايی که ممکن است به ديگران آسيب برساند و به انتظارات اجتماعی خشونت ببخشد) و تأمين (يعنی امنيت، پايداری برای جامعه، روابط و خويش). (پايان صفحه 117)

برپايه توصيف اهداف زندگی هولاند (1997) و ارزشهای هر نوع رغبت، ما روابط زير را بين اندازه گيريهای رغبت ها و ارزش ها در نمونه امريکا فرض کرديم. نمرات ”R“ بطور مثبت با سنت، همنوايی، خودفرمانی و پيشرفت و بطور منفی با تحريک رابطه دارد. نمرات ”I“ بطور مثبت با خودفرمانی، تحريک و پيشرفت و بطور منفی با تأمين، سنت و لذت جويی وابسته است. نمرات ”A“ رابطه مثبتی با تحريک، لذت جويی و عام گرايی و رابطه منفی با قدرت، سنت و همنوايی دارد. نمرات ”S“ بطور مثبت با نوع پرستی، عام گرايی وسنت و بطور منفی با قدرت و لذت جويی وابسته است.

نمرات ”E“ بطور مثبت با قدرت، پيشرفت، سنت و خودفرمانی و بطور منفی با نوع پرستی رابطه دارد. نمرات ”C“ رابطه مثبت با سنت، همنوايی، تأمين و پيشرفت و رابطه منفی با تحريک و لذت جويی دارد. پيش بينی خاصی برای نمونه سنگاپور ايجاد نشد. بااينحال با فرض اينکه امريکا رتبه بالايی را در فردگرايی و سنگاپور در جمع گرايی دارد (هافستد، 1980؛ سو و لئونگ، 2000)[21]، ما گمان داشتيم که در نمونه سنگاپور روابط بين رغبت ها و ارزشهای فردگرايی (يعنی لذت جويی، تحريک و خودفرمانی) ضعيف، درصورتيکه روابط بين علايق و ارزشهای جمع گرايی (يعنی نوع پرستی، سنت و همنوايی) محکم خواهد شد.

در پايان، اعتبار وابسته به معيار تئوری هولاند (1997) نيز بررسی خواهد شد. يکی از ادعاهای تئوريکی اين است که مردم به دنبال محيط های همخوان هستند به گونه ای که يک تناسب خوب داشته باشد. همين طور ترجيح شغلی يک شخص بايد بطورکلی منعکس کننده رغبت بارز آن فرد باشد. به عبارت ديگر زمانی که مردم برحسب علايق بارزشان درطول سطرهای يک جدول دسته بندی شده و بصورت عرضی درطول ستونهای آن جدول با کد علاقه بارز مربوط به ترجيحات شغلی شان جدول بندی شوند. قطر اصلی جدول بيانگر توافق يا امتيازات آماری[22] خواهد بود. هرچه امتيازات آماری بيشتر باشد، اعتماد به اعتبار ادعا بيشتر خواهد بود.

به عنوان يک راهنما، سوانی (1995، ص 59)[23] گزارش داد که ميانگين متوسط غير وزنی امتيازات آماری برای 68000 شرکت کننده زمانی که انتخابهای شغلی شان آناليز شد 42% بود. بنابراين اگر فرض تئوريکی واقعا بارز و قوی باشد، انتظار خواهيم داشت که نتايج مشابهی برای هر دو نمونه در اين مطالعه بدست آوريم.

روش کار

نمونه

نمونه ايالات متحده شامل 180 دانشجوی سفيدپوست امريکايی از يک دانشگاه بزرگ در ايالت های غرب ميانه امريکا است. نمونه سنگاپور شامل 184 دانشجوی چينی از سه مدرسه فوق ديپلم[24] می باشند. هر دو نمونه نشان دهنده گروه بزرگ نژادی در کشورهای مربوطه هستند. به اين دليل دانشجويان مدرسه فوق ديپلم در سنگاپور در اين مطالعه انتخاب شدند، که آنها از لحاظ سن و يکسان بودن حرفه با دانشجويان سال اول و دوم دانشگاه در امريکا مشابهت داشتند. در سنگاپور، مواد درسی در مدرسه فوق ديپلم دو سال طول می کشد و آن درسها دانشجويان را برای رشته شان در دانشگاه آماده می کنند. اگرچه نمونه امريکايی از لحاظ سنی کمی بزرگتر از نمونه سنگاپوری بود، اما ميانگين سنی برای هر دو نمونه مشابه بود.

بويژه 84 درصد نمونه امريکا و 95 درصد نمونه سنگاپور بين 17 تا 19 ساله بودند. 64 درصد زن و 36 درصد مرد در نمونه امريکا و 74 درصد زن و 26 درصد مرد در نمونه سنگاپور وجود داشت. (پايان صفحه 118) برحسب رشته های ثبت نام شده يا درحال ثبت نام درصدها در هر نمونه بدين صورت بود: 28% علوم انسانی، 25% پزشکی و بهداشت، 15% تجارت، 7% مهندسی و 26% علوم طبيعی در نمونه امريکا و 24% علو انسانی، 3% پزشکی و بهداشت، 29% تجارت، 22% مهندسی و 21% علوم طبيعی در نمونه سنگاپور.

 اندازه گيری

بااينکه محيط آموزش در سيستم آموزش و پرورش سنگاپور انگليسی است، هيچ ترجمه ای از دستورات انجام نشده است. بهرحال برای مطمئن شدن اينکه کلمه ها و پرسش ها مناسب بودند، ابزارها بصورت آزمايشی امتحان شدند. بجز سه کلمه در پرسشنامه رغبت شغلی، که در سنگاپور بطور معمول استفاده نمی شدند، تمامی ديگر کلمه ها و پرسش ها در دستورات بدون جايگزينی يا توضيحی قابل فهم بودند.

رغبت.

انواع رغبت هولاند (1997) با استفاده از نسخه غيرجنسيتی[25] اصلاح شده از پرسشنامه رغبت ACT) یونياکت-ار؛ سوانی، 1995)[26] اندازه گيری شد که دانشجويان و بزرگسالها مورد هدف بودند. اين دستور به اين دليل انتخاب شد که به دقت گسترش و اعتبار يافته بود، نتايج (سوانی، 1995) نشان می دهد که اعتبار واسته به معيار آن در مقايسه با ديگر اندازه گيريهای رغبت مانند جستجوی خودفرمانی[27] (هولاند، فريزچه و پاول، 1994)[28] و پرسشنامه برتری شغلی[29] (هولاند، b1985) اگر بهترين نبود، ولی درحد خوبی بود.

یونیاکت-ار 6 مقياس فرعی دارد: فنی، علوم طبيعی، هنر، خدمات اجتماعی، ارتباطات تجاری و عمليات کسب و کار که به ترتيب با سازه های ريازک اندازهگيری می شوند. بخاطر تأييد کردن مدل هولاند (1997) در اين مقاله، واژه شناسی هولاند در موقع ارجاع به مقياسهای فرعی يونياکت-ار استفاده خواهد شد. هر نوع رغبتی با 15 نوع پرسش اندازه گيری می شود و هر پرسش يک فعاليت خاصی را توضيح می دهد (برای مثال مطالعه زيست شناسی يا هدايت کردن يک جلسه) که پاسخگر برتری هايشان را روی سه نقطه مقياس نشان می دهند: 3 (دوست داشتن)، 2 (بی تفاوت)، 1 (دوست نداشتن). ضريب الفا برای نمونه های امريکايی و سنگاپوری بين محدوده 78/0 و 93/0 تغيير می کند و در جدول 1و 2 نمايش داده شده است.

ارزش ها.

ارزشها با استفاده از ارزيابی ارزش شوارتز[30] (شوارتز، 1992) اندازه گيری شدند که شامل 56 ارزش می باشد و پاسخگرها اهميت آنها را بعنوان اصول راهنما در زندگی شان روی يک مقياس 9 نقطه ای می سنجند که محدوده ای از 1- (مخالف با ارزشهای من) تا 0 (بی اهميت) تا 7 (با بيشترين اهميت) را شامل می شوند. شوارتز (1994) پيشنهاد کرد که فقط 45 تا از ارزشها بايد برای مقايسه بين فرهنگی استفاده شود، برای اينکه اين ارزشها سازگاری بالايی از مصداقها در تمام 20 ملت نشان دادند. همانگونه که توصيه شد فقط 45 ارزش برای توليد 12 نوع ارزش فردی استفاده شد. ضرايب الفای آنها محدوده ای بين 54/0 و 82/0 برای نمونه ها را شامل می شوند (جدول 1و 2 را مشاهده کنيد).

جمعيت شناسی و امنيت شغلی.

اولويت شغلی بوسيله يک پرسش بدون محدوديت[31] اندازه گيری شد:”برپايه موقعيت فعلی شما بعد از تمام شدن تحصيلاتتان ترجيح می دهيد چه شغلی داشته باشيد؟”. يک دستيار تحقيق با استفاده از يک کد سه حرفی گرفته شده از فرهنگ لغت کدهای شغلی هولاند (گاتفردسون و هولاند، 1996)[32] هر پاسخ را کدگذاری کرد. قابليت اطمينان اين کدگذاری بوسيله يک نمونه 40 تايی از اولويت های شغلی که به 2 فاصله زمانی تقسيم شده بود، ارزيابی شد. ميزان توافق بين مؤلف (محقق) اول و کمک دستيار ميانگين 95% برای کدهای يک حرفی و ميانگين 90% برای کدهای سه حرفی بود. داده های جمعيت شناسی نظير جنسيت، سن، نژاد و رشته ثبت نام شده يا درحال ثبت نام جمع آوری شدند. (پايان صفحه 119)

دستورالعمل

تمامی داده ها در طی تابستان  پاييز 1997 جمع آوری شدند. در دانشگاه بزرگ غرب ميانه در امريکا دانشجويان داوطلب در اين ارزيابی با دريافت حق الزحمه شرکت کردند. فقط داده های بدست آمده از امريکاييهای سفيدپوست تجزيه و تحليل شد. در سنگاپور دانشجوهای يک مدرسه فوق ديپلم در خود مدرسه ارزيابی شدند درصورتيکه دانشجويان دو مدرسه ديگر به دليل عدم وجود زمان در برنامه های کلاسی بصورت پستی در ارزيابی شرکت کردند. شرکت کننده ها بصورت داوطلبانه بودند و پاسخگوها بررسی را بدون نام انجام دادند. تنها داده های بدست آمده از سنگاپوريهای چينی تبار تجزيه و تحليل شد.

نتايج

هم ارزی ساختاری يونياکت-ار

درابتدا مهم است که تعيين شود چند درجه از اندازه گيريهای هم ارزی (هويی و تريانديس، 1985؛ ون دويجر و لئونگ، 1997)[33] برای يونياکت-ار وجود دارد، که در سنگاپور قبل از اينکه مدل مرتبه دايره ای بتواند بطور معنادار در تمام نمونه ها مقايسه شود، انجام شد. بطور کلی موجوديت هم ارزی ساختاری، يک شکل از هم ارزی اندازه گيری شده، زمانی درنظر گرفته می شود که تغييرناپذيری بارهای عاملی[34] در تمامی نمونه ها وجود داشته باشد. اين امر عموما با استفاده از تحليل کوواريانسی ساختار چند نمونه ای برای آزمودن يک مجموعه مرتبه ای از مدلهای تودرتو با افزايش قيدها روی پارامترها انجام می شود (مرديس، 1993؛ ريز، ويدامن و پوف، 1993)[35].

بويژه آناليز عامل تأييدی[36] با استفاده از نرم افزار ليزرل نسخه 8 (يورسک و سوربوم، 1993)[37] انجام شد؛ برای فهميدن اينکه آيا ساختار شش عاملی (ريازک) برای ماتريسهای کوواريانس مشاهده شده از نمونه های امريکا و سنگاپور مناسب و به اندازه است يا نه؟. با اينحال تناسب يک مدل اندازه گيری زمانی که تعداد بخش ها پرسش ها زياد باشد، بسيار مشکل خواهد بود (بنتلر و چو، 1987؛ هريس و شابروک، 1991)[38]. کاهش تعداد بخش ها بوسيله ايجاد مقياسهای فرعی از طريق گروه بندی تصادفی پرسش ها درون يک عامل، يک تکنيک رايج است.

اين تکنيک برای کاهش 90 پرسش در يونياکت-ار به يک شاخص عملی 18 تايی انجام شد که در نتيجه سه مقياس فرعی برای هر عامل بدست آمد. پس از آن آناليز عامل تأييدی چند نمونه ای با ماتريسهای کوواريانس با 18 شاخص انجام شد. در دور اول مشخص شد تا جائيکه بارهای عاملی، پراکنش خطا و کوواريانس- واريانس (هم پراکنش-پراکنش) عاملی در هر نمونه بطور مستقل تخمين زده شدند. در دور دوم، بارهای عاملی در سرتاسر نمونه ها بطور مساوی ثابت ماندند و پارامترهای ديگر بطور مستقل تخمين زده شدند.

 نتايج تجزيه و تحليل نشان داد که يک تغيير بدون معنی،   x²(12)=15٫ 9, p >. 05∆، بين مدل اول، x² (240)= 574٫ 9، و مدل دوم تودرتو، x² (252)= 590٫ 8 وجود داشت. اين نتيجه بيان می کند که هم ارزی ساختاری در سرتاسر نمونه برای يونياکت-ار وجود دارد. علاوه براين شاخص تناسب با خطای ريشه دوم ميانگين مربعات با تقريب[39] (083/0)، مانده مربعات مجذور ميانگين استاندارد شده (072/0)، شاخص تناسب غير هنجار (90/0)، شاخص تناسب مقايسه ای (92/0)، شاخص تناسب افزايشی (92/0) برای مدل دوم، تناسب قابل قبولی با استانداردهای متعارف بيان می کند.

اعتبار ساختاری ريازک

با محرز شدن اين نکته که يونياکت-ار ساختار شش عاملی ريازک را در سرتاسر نمونه ها کنترل می کند، گام بعدی ارزيابی مدل مرتبه دايره ای ساختار ريازک با استفاده از آزمون آرايش تصادفی بود (هوبرت و ارابيه، 1987؛ راندز و هوبرت، 1992)[40]. اين آزمون تعداد مرتبه نسبتها بدست آمده از ماتريس همبستگی ريازک مربوط به نمونه) (پايان صفحه 120) که با نسبتهای مرتبه مفروض (بدست آمده از فرضيه مرتبه دايره ای) مطابقت دارند را ارزيابی می کند و احتمال آن عدد تطبيقی فقط برپايه تصادف روی می دهد.

برنامه راندال[41] (تريسی، 1997) اين احتمال را همانند يک شاخص متناظر که بصورت (A-D)/(A+D+T) بدست آمده، تعيين می کند که در آن A تعداد رابطه های مرتبه ای (عدم توافق) و T تعداد اتصالها می باشد. مخرج برابر با تعداد کلی رابطه های مرتبه ای مورد انتظار، که برای فرضيه مرتبه دايره ای برابر 72 می باشد، است. شاخص متناظر برای مقايسه ماتريس های همبستگی ريازک در تمامی نمونه ها مفيد است، زيرا مقدار آن از 1- تا 1 متغير است که صفر بيانگر توافق يا عدم توافق شاخص می باشد.

نتايج آزمون آرايش تصادفی بدين صورت بوده است: شاخص متناظر برای نونه امريکا (p < . 05) 63/0 و برای نمونه سنگاپور اين شاخص (p < . 05) 61/0 بود. به عبارت ديگر، در نمونه امريکا 58 مورد از 72 مورد (81%) با مقادير مورد انتظار مطابقت داشتند (با 1 اتصال[42]) و در نمونه سنگاپور 57 مورد از 72 مورد (79%) با مقادير مورد انتظار مطابقت داشتند (با 2 اتصال). اين آزمون برای گروههای جنسيتی نيز تکرار شد تا اين مورد بررسی شود که آيا تفاوت جنسيتی معنی داری وجود دارد يا نه؟ شاخص ها برای مردان وزنان در نمونه امريکا به ترتيب 57/0 (p < . 05) و 60/0 (p < . 05) بودند.

اين مقادير بيانگر تطابق 56 مورد از مقادير مورد انتظار (78%) و يک اتصال برای مردان بود، همچنين تطابق 57 مورد از مقادير مورد انتظار (79%) و يک اتصال برای زنان بود. شاخص ها برای مردان و زنان در نمونه سنگاپور به ترتيب50/0 (p < . 05) و 56/0 (p < . 05) بود. اين اعداد بيانگر تطابق 54 مورد پيش بينی شده (75%) و بدون اتصال برای مردان و تطابق 56 مورد پيش بينی شده (78%) و 2 اتصال برای زنان بود.

 مقياس گذاری چندبعدی غير متری سه طرفه[43] برای مقايسه مستقيم بازنمايی فضايی ساختارهای ريازک برای دو نمونه استفاده شد. همبستگي ها با استفاده از برنامه سيستات اينسکال[44] (ويلکينسون، 1986)[45] برای بررسی راه حلهای يک، دو و سه بعدی آناليز شدند. مقادير استرس کراسکال[46](فرمول اول) برای ترکيب کلی به ترتيب 15/0، 06/0و 02/0 بودند. چون مقادير استرسی بيشتر از 10/0 تناسب ضعيفی را نشان می دهند (کراسکال و ويش، 1987)[47]، راه حل دو بعدی کوتاهترين ره حلی بود که تناسب مورد قبولی داشت. راه حل دو بعدی اغبل در نوشته های علمی يافت می شوند و اين ابعاد بعنوان ابعاد دوبعدی از مردم- اشياء و ايده ها- داده ها (بطور مثال پرديگر، 1982؛ دی و روندز، 1998) تفسير می شوند. شکل 1٫

نمودار راه حل دوبعدی با بعد يک بعنوان مردم- اشياء و بعد دوم بعنوان ايده ها- داده ها را نشان می دهند. تناسب واريانس ايجاد شده از ترکيب کلی 97% بود و نيز اين شکل نمودار فضای وزنی گروهی[48] برپايه دو نمونه (با اعداد 1و 2 نشان داده شده اند) نشان می دهند. مجاورت نزديک به دو نقطه، مقادير استرس پايين مربوط به هر ساختار نمونه (امريکا 07/0 و سنگاپور 04/0) و نسبت واريانس بالای ايجاد شده از هر ساختار نمونه (امريکا 96/0 و سنگاپور 99/0) نشان دهنده آن است که ساختارهای ريازک در سرتاسر دو نمونه مشابه بودند.

تجزيه و تحليل مشابه برای نمونه های فرعی جنسيتی انجام شد تا اين نکته بررسی گردد که آيا تفاوت جنسيتی معنی دار در ساختار وجود دارد يا نه؟ مقدار استرس و واريانس نمونه های فرعی بيانگر اين است که فقط زير گروه مردان در امريکا مقدار استرس بالاتر از 10/0 (يعنی 14/0) داشت. نمودار فضاي وزنی گروهی، مجاورت نزديک 4 نقطه را نشان می دهد که تشابه نسبی ساختار 2 بعدی برای نمونه های مردان و زنان سنگاپور و امريکا می باشد. (پايان صفحه 121)

جدول1: میانگین‌ها، انحراف‌های معیار، سازگاریهای داخلی و همبستگی‌ها برای نمونه آمریکا

شرح:180 N=، مقادیرداخل پرانتز بیان‌گر آلفاهای کرونباخ هستند. همبستگی‌های معنی‌دار قابل پیش‌بینی از تئوری هولاند(1997) با زیرخط نشان داده شده‌اند. Rبرای واقع‌گرایی، Iبرای پژوهشی، Aبرای هنری، S برای اجتماعی، E برای متهورانه، Cبرای متعارف، Po برای قدرت، Achبرای پیشرفت، Hed برای لذت‌جویی، Stiبرای تحرک، SDبرای خودفرمانی، Uniبرای عام‌گرایی، Beبرای نوع‌پرستی، Traبرای سنت، Cfبرای همنوایی و Secبرای تامین می‌باشند.  *p< . 05

(پایان صفحه 122)

جدول2: میانگین‌ها، انحراف‌های معیار، سازگاریهای داخلی و همبستگی‌ها برای نمونه آمریکا

شرح:180 N=، مقادیرداخل پرانتز بیان‌گر آلفاهای کرونباخ هستند. همبستگی‌های معنی‌دار قابل پیش‌بینی از تئوری هولاند(1997) با زیرخط نشان داده شده‌اند. R برای واقع‌گرایی، I برای پژوهشی، A برای هنری، S برای اجتماعی، E برای متهورانه، C برای متعارف، Po برای قدرت، Ach برای پیشرفت، Hed برای لذت‌جویی، Sti برای تحرک، SD برای خودفرمانی، Uni برای عام‌گرایی، Be برای نوع‌پرستی، Traبرای سنت، Cf برای همنوایی و Sec برای تامین می‌باشند.  *p< . 05

(پایان صفحه 123)

شکل1: نمودار مقیاس‌گذاری چند بعدی سه طرفه(MDS) با راه حل دو بعدی ساختارهای ریازک از نمونه‌های آمریکا و سنگاپور

اعتبار تفکيک کننده- همگرا و هم ارزی معنايی مربوط به ريازک

سه بررسی انجام شد. بررسی اول روی اعتبار تفکيک کننده- همگرا ی ريازک متمرکز بود، نشان می داد که همبستگيهای مقياسهای فرعی رغبت با پيش بينی ها (همانطور که در ابتدا فرض شده بود) درون هر نمونه همخوانی دارد. همبستگيهای معنی دار پيش بينی شده، در جدول 1و2 زيرشان خط کشيده شده است. در نمونه امريکا، مقياس فرعی ”S“ بالاترين تعداد آمار[49] را داشت. اين مقياس فرعی وابستگی معنی داری و مثبتی با نوع پرستی، عام گرايی و سنت و وابستگی منفی با قدرت دارد، همانطور که پيش بينی شده بود. مقياس فرعی ”E“ بالاترين تعداد آمار را بعد از ”S“ را داشت.

مقياس فرعی ”E“ همانطور که پيش بينی شده بود، وابستگی مثبتی با توانايی و پيشرفت داشت. بقيه مقياسهای فرعی رغبت نسبت به آنچه که برای آنها انتظار می رفت، تعداد آمار ناچيزی را نشان دادند. فقط يک پيش بينی برای هردو مقياس ”A“ و”I“، درحاليکه 9 پيش بينی برای مقياسهای فرعی ”R“ و ”C“ بوقوع پيوست. درحقيقت مقياس فرعی ”C“ 4 همبستگی معنی داری داشت که با تئوری هولاند (1997) پيش بينی نشده بود. در مدل سنگاپور نيز مقياس فرعی ”S“ بالاترين تعداد آمار را داشت که بطور مثبت با عام گرايی و نوع پرستی و بطور منفی با قدرت وابسته است، همانطور که قبلا انتظار می‌‌رفت، دو پيش بينی در هرکدام از مقياسهای فرعی ”E“، ”C“ و”I“ به وقوع پیوست. (پايان صفحه 124)

بررسی دوم با استفاده از تحليل برگشتی[50] انجام شد تا مقدار کل واريانس را در هر نمره ريازک که بوسیله ارزشها بوجود آمده بودند، را بررسی کند. همچنین با استفاده از این آنالیز ارزشهای ویژه که به طور اختصاصی در ایجاد هر نمره، زمانی که ارزشها به صورت خطی با هم ترکیب شدند، معین شدند.

نتايج در جدول 3 نشان داده شده است. بر پایه نسبت واريانس محاسبه شده، نتايج نشان می‌دهند که در نمونه امريکا مقياسهای فرعی ”S“، ”E“ و”A“ نسبت به ”C“، ”I“ و”R“ بيشتر به مقياسهای فرعی ارزش مربوط هستند. در نمونه سنگاپور مقياسهای فرعی ”I“، ”E“ و”C“ نسبت به مقياسهای فرعی ”A“، ”S“ و”R“ بيشتر به مقياسهای فرعی ارزش مربوطند.

بررسی سوم که روی هم ارزی معنايی ريازک متمرکز است برای تعيين اندازه وابستگی ميان دو نمونه ای که بطور قابل توجهی از يکديگر جدا بودند، اجرا شد که اين امر بوسيله محاسبه انحراف منحنی بهنجار ´z [51] بعد از تبديل وابستگيها به ضرایب z´ [52]  فیشر(کوهن و کوهن، 1983)[53] انجام شد. به عبارت ديگر هر تبديل ´z از همبستگی r بين مقیاسهای فرعی رغبت و ارزش در نمونه امريکا با ´z معادل در نمونه سنگاپور مقايسه شد که در کل منجر به ایجاد 60 مقايسه دقیق‌تر برای شاخص‌های آماری آزمون z  شد. از اين 60 مقايسه فقط سه تای آنها (يا 5%) در 05/0 سطح آلفا معنی‌دار می‌باشد، که آن سه مقدار عبارت بود از همبستگی بين ”I“و لذت جويی، ”I“ و تحريک و ”C“ و نوع پرستی.

اعتبار وابسته به معيار

اعتبار وابسته به معيار تئوری هولاند (1997) با بررسی جدول بندی متقاطع از اولين حرف کد رغبت هر شرکت کننده و حرف اول کد برای اولويت های شغلی آنها ارزيابی شد. نتايج جدول بندی متقاطع در جدول 4 نمايش داده شد. براساس تئوری انتظار داشتيم که بيشترين تکرارها در قطر اصلی پيداکنيم. درواقع، بيشترين تکرارها در نمونه سنگاپور در قطر اصلی بدست آمد. با اينحال در نمونه امريکا فقط نصف بيشترين تکرارها در قطر اصلی يافت شد. وقتی که داده ها بصورت آماری مورد آزمون قرار گرفتند، معنی داری x² در هر دو نمونه وجود يک رابطه بين علايق و اولويت های شغلی، همانگونه که مورد انتظار بودند را نشان داد.

توافق يا امتيازات آمار (يعنی درصدی از شرکت کننده ها که اولين حرف از کدهای رغبت آنها که با اولين حرف از تولويت های شغلی شان تطابق دارند)، بويژه به درصدهای موجود در قطر اصلی در جدول بندی متقاطع اطلاق شد. آنها برای بدست آوردن امتيازات آمار، ميانگين وزن دار و بدون وزن برای هر نمونه ترکيب شدند. امتيازات آماربدون وزن دار و وزن دار در نمونه امريکا به ترتيب 29% و 30% بود. برای نمونه سنگاپور هردو امتيازات آمار برابر با 35% بود.

امتيازات آمار در تطابق با مقادير گزارش شده در راهنمای هختصاصی يونياکت-آر (سوانی، 1995، ص 59) بودند که بيان می کند”امتيازات آمار بدون وزن محدوده ای از 31% تا 55% (ميانه 42%)در سرتاسر 23 گروه معيار را دارد. امتيازات آمار بالتر گزارش شده در راهنما به احتمال بسيار زياد به دليل نوع فرايند استفاده شده بود (يعنی فقط آن دسته از شرکت کننده ها که نشان دادند که در مورد انتخاب شغلی آينده شان خيلی مطمئن هستند، برای گروههای معيار انتخاب شدند).

برای به حساب آوردن رويدادهای تصادفی که تفاوتها را در نرخ مبنا ترکيب می کند، مقدار کاپا[54] تئوری کوهن، يک اندازه گيری تصادفی-تصحيح شده[55] از توافق را محاسبه کرديم. (پايان صفحه 125)

جدول3: رگرسیون علایق روی ارزشها سنگاپور(184 N=)

ادامه دارد. . . (پایان صفحه 126)

جدول3(ادامه): رگرسیون علایق روی ارزشها سنگاپور(184 N=)

 

 

 

 

 

جدول4: توزیع شرکت کننده‌ها در سرتاسر اولویت‌های شغلی درون هر گروه رغبت

شرح: برای نمونه آمریکا میانگین امتیازات آمار بدون وزن و وزندار به ترتیب 29% و 30% است و χ2(25,N=170)=50. 86, p<. 05.  برای نمونه سنگاپور میانگین امتیازات آمار بدون وزن و وزندار به ترتیب 35% و 35% است و χ2(25,N=181)=75. 9, p<. 05

a برپایه اولین حرف کد علاقه شرکت کننده   b برپایه اولین حرف کد اولویت شغلی شرکت کننده (پایان صفحه 128)

تفاوتهای ميانگين نمره

برای تکميل کردن آناليز، آزمونهای t روی نمرات ميانگين ريازک در تمامی دو نمونه انجام شد. نتايج در جدول 5 نشان داده شده است. تفاوتهای معنی دار در نمرات ”A“، ”S“ و”C“ مشاهده شد. بااينحال تفاوتهای معنی دار بايد در زمينه توزيع ناهموار رشته های تحصيلی در تمامی نمونه ها تفسير می شدند. بطور مثال در نمونه سنگاپور 29% دانشجويان در تجارت ثبت نام کردند، درصورتيکه در نمونه امريکا اين مقدار 15% بود. بنابراين نمره ميانگين ”C“ خيلی بزرگتر برای نمونه سنگاپور دور از انتظار نبود. بطور مشابه نمره ميانگين خيلی بزرگتر”S“ برای نمونه امريکا می توانست مربوط به نسبت بيشتر دانشجويان ثبت نام شده در پزشکی و بهداشت باشد. درصورتيکه نمره ميانگين بزرگ ”A“در نمونه سنگاپور به دليل اينکه هر دو نمونه نسبت مشابه از تعداد دانشجويان ثبت نامی در علوم انسانی داشتند، موردانتظار نبود.

جدول5: نتایج آزمون T برای ریازک

شرح: R برای واقع‌گرایی، I برای پژوهشی، A برای هنری، S برای اجتماعی، E برای متهورانه، d برای اندازه‌گیری کوهن از اندازه اثر

بحث

نتايج حاصل از آزمون مربوط به اندازه گيری هم ارزی نشان می دهد که ساختار شش عاملی ريازک در سرتاسر نمونه ها، همانگونه که بوسيله يونياکت-ار اندازه گيری شدند، ناپايدار بود. پايداری هم ارزی با يونياکت-ار مبنايی بزای مقايسه معنی دار نتايج آناليزهای بعدی فراهم می آورد. برپايه نتايج آزمون آرايش تصادفی، مدل مرتبه دايره ای ريازک نشان داد که برای نمونه سنگاپور بطور نسبی خوب عمل می کند. شاخص متناظر 61/0 با مقدار 63/0 در نمونه امريکا همخوانی خوبی دارد اما با معيار 70/0 امريکا همخوانی کمتری دارد (راندز و تريسی، 1996). نتايج الگوی عمومی با شاخص های پايين تر يافت شده در خارج از امريکا را تقويت کرد (بطور مثال، فارح و همکاران، 1998؛ لئونگ، اوستين، سکاران و کوماراجو[56]، 1998؛ راندز و تريسی 1996).

نتايج آناليز مقياس گذاری چندبعدی غير متری سه طرفه شواهد بيشتری از شباهت ساختارهای ريازک در تمامی نمونه ها فراهم کرد. اگرچه ساختارها شبيه بودند، اما ترکيب کلی بيشتر مستطيلی بود تا دايره ای که اين امر بيانگر تغييرپذيری در بعد داده ها- ايده ها بيشتر از بعد مردم-اشياء است. نتايج زمانيکه (پايان صفحه 129) آناليزهای آرايش تصادفی و مقياس گذاری چندبعدی غير متری سه طرفه مشابه روی زيرگروههای جنسيتی انجام شدند، بطورکلی مشابه بودند- اين نتايج نمايانگر تفاوتهای جنسيتی کمی را در ساختار ريازک در درون و بين نمونه ها بودند.

مطالعات گذشته (بلک و ساکت، 1999؛ توکار و همکاران، 1995) گزارش دادند که ريازک بطور کلی اعتبار تفکيک کننده-همگرا را زمانيکه روابط آنها با پنج عامل بزرگ شخصيتی بررسی شد، از خود نشان داد. در اين مطالعه ما اعتبار تفکيک کننده-همگرا مربوط به ريازک را با استفاده از ارزشها بررسی کرديم. نتايج بدست آمده از آناليز همبستگی و آناليز برگشتی برای نمونه امريکا نشان داد که مقياسهای فرعی ”E“ و”S“ بهترين تطبيق را با پيش بينی ها داشتند و با يک نسبت قابل قبول از واريانس مربوط به اين زير مقياسها که بوسيله ارزشها ايجاد شدند، همراه بودند. اين نتايج پيشنهاد کرد که نوع ”S“ نوع پرستی (همانگونه که پيش بينی شده بود) و همنوايی را ارج خواهد گذاشت، درصورتيکه نوع ”E“ قدرت و پيشرفت (همانگونه که هر دو مورد انتظار بودند) را ارج خواهد گذاشت.

برای نمونه سنگاپور مقياسهای فرعی نوع ”I“ و”E“ بهترين تطبيق را با پيش بيني ها داشتند و با يک نسبت قابل قبول از واريانس مربوط به اين مقياس فرعی که بوسيله ارزشها ايجاد شدند، همراه بودند. اين نتايج پيشنهاد کردند که نوع ”I“ خودفرمانی (همانند پيش بينی) و عام گرايی را ارج خواهند گذاشت، درصورتيکه نوع ”E“ قدرت و پيشرفت (هر دو مورد پيش بينی شده بودند) را ارج خواهد گذاشت. با توجه به انواع ديگر رغبت، همبستگي های کوچک، ضرايب استاندارد شده و همبستگي های چندگانه مربعی پيشنهاد می کنند که اين علايق بطور قوی و منحصر بفرد با ارزشهای مورد نظر در اين مطالعه همبسته نبودند. اين يافت می توانست به علت قابليت اطمينان با سازگاری داخلی ضعيف يافت شده در تعدادی از مقياسهای فرعی ارزشها باشد که اثر محدود کننده ای روی قيدهای بالايی ضرايب اعتبار دارند.

همانگونه که پيشتر بحث شد، نبايد فرض شود که هم ارزی مصداق ها در ريازک در زمانيکه يک ساختار مشابه در سرتاسر گروههای نژادی يافت می شود، وجود دارد. مصداق هر نوع رغبت هنگاميکه بوسيله الگوی همبستگی ها با ارزشها بکار گرفته می شد، برای سازگاری آن در تمام نمونه ها بوسيله آزمون معنی داری هر جفت از همبستگيها بررسی می شد. سه همبستگی يافت شد که بطور معنی داری در تمام نمونه ها متفاوت بودند،  نمرات ”I“بطور معنی داری با تحريک در نمونه امريکا بيشتر از نمونه سنگاپور همبستگی مثبت داشتند، نمرات ”I“ نيز بطور معنی داری با لذت جويی در نمونه سنگاپور بيشتر از نمونه امريکا وابستگی منفی داشتند، و نمرات ”C“بطور معنی داری با نوع پرستی در نمونه امريکا بيشتر از نمونه سنگاپور وابستگی منفی داشتند.

بطور جالب توجه ای جهت گيری تمام سه تفاوت با جهت گيريهاي جمع گرايانه و فردگرايانه در هر دو نمونه همانگونه که انتظار می رفت، در تطابق بود؛ يعنی توقع همبستگيهای قويتر با ارزشهای فردگرايی در نمونه امريکا و همبستگي های قويتر با ارزشهای جمع گرايی در نمونه سنگاپور. با اينحال با توجه به اينکه اين سه تفاوت معنی دار بيانگر 5% از 60 مقايسه انجام گرفته بودند و بنابراين ممکن بود جدا از احتمال تصادفی بوجود آمده باشند، واضح است که اين يافته ها قبل از بکارگيری در آناليزها نياز به جايگزينی دارند.

با خلاصه کردن شواهد بدست آمده برای اعتبار تفکيک کننده-همگرا و هم ارزی معنايی ريازک سه نتيجه گيری می تواند انجام شود، اول اينکه علايق و ارزشها (هنگاميکه در اين مطالعه به ترتيب بوسيله يونياکت-ار و ارزيابی ارزش شوارتز تحت بررسی قرار گرفتند) بطورکلی همبستگی ضعيفی با يکديگر داشتند، بويژه برای مورد ”R“ و ارزشها. دوم اينکه چند مدرک از اعتبار همگرايی ضعيف برای انواع ”S“ و ”E“ در نمونه امريکا و برای انواع ”I“ و”E“در نمونه سنگاپور وجود دارد. سومين نتيجه گيری اين است که اگر تمرکز ما روی انواع ”I“، ”E“ و”S“ بود که کمی از اعتبار همگرا را نشان دادند، نتايج حکايت از آن دارند که (پايان صفحه 130) هم ارزی معنايی برای انواع ”S“ و ”E“ و نيز امکان وجود تعدادی معنای فرهنگی ويژه منتسب شده به نوع ”I“ در تمامی نمونه ها وجود دارد.

با توجه به اعتبار وابسته به معيار تئوری هولاند (1997) مربع های کای[57] معنی دار، امتيازات آمار و نرخهای توافق مثبت برای شانس تصحيح شده موجود در هر نمونه، بصورت مثلثی بودند که اين ويژگی پيشنهاد می­کند که اولويتهای شغلی افراد شرکت کننده در تحقيق رغبت های پايدار خود را ممکن می کنند. اين يافته ها تأييد کننده فرضيه کلی تر از تئوری هولاند (1997) است که بيان می کند مردم محيط هايی را جستجو می­کنند که با شخصيتشان تطابق داشته باشد.

اين يافته ها و تفسيرها بايد با درنظر گرفتن محدوديتهای اين مطالعه استنباط شوند. اين محدوديتها بدين صورت بودند، اول اينکه نمونه ها از گروه نژادی عمده در هر کشور استخراج شدند، بنابراين داده های بدست آمده از اين نمونه ها نماينده جمعيت کلی امريکا و سنگاپور نيست. دوم اينکه، اگرچه نمونه ها از لحاظ سن و سطح تحصيلی توافق نزديکی با هم داشتند، اما درخصوص نسبتهای جنسيتی و رشته های دانشگاهی تطابق نزديکی نداشتند.

زنان در هر نمونه نسبت بيشتری داشتند. دانشجويان مهندسی در نمونه امريکا نسبت کمتری داشتند، درحاليکه در نمونه سنگاپور دانشجويانی که علاقه به پزشکی و بهداشت داشتند، نسبتشان کمتر بود. سومين محدوديت اين مطالعه اين بود که جوانی و محدوده باريک سنی در نمونه ها می تواند تعميم پذيری يافته ها را محدود کند. با توجه به اينکه دانش و هويت شغلی نوجوانان بطور پيوسته درحال توسعه است، اين امکان وجود دارد که الگوی يافته ها ممکن است برای يم نمونه مسن تر متفاوت باشد (يعنی دانشجويان سال آخر دانشکده که درحال ورود به بازار کار هستند).

علی رغم اين محدوديتهای موجود، اين مطالعه يک چشم انداز بيشتری را نسبت به اعتبارسنجی ميان فرهنگی از تئوری هولاند (1997) فراتر از آزمون اعتبار نوعی از مدل مرتبه دايره ای را عرضه می کند و يک ارزيابی از ادعای تئوريکی”مردم محيط همخوان را جستجو می کنند” ارائه می دهد. مهم ترين بخش اين مطالعه بررسی روابط بين علايق و ارزشهاست که اين نظريه استخراج شده است که يک ساختار مشابه ريازک در تمام فرهنگها اين نکته را تضمين نمی کند که انواع رغبتها و ارزشها از لحاظ مفهومی هم ارز هستند بلکه نياز به ارزيابی تجربی و عملی دارند. اين يافته که بطور کلی همبستگيهای ضعيفی بين علايق و ارزشها وجود دارد، به نوبه خود به دو دليل يک نتيجه مهم به حساب می آيد، اول اينکه اين نتيجه با پيش بينی های روابط خيلی قويتر برگرفته از تئوری هولاند (1997) در تناقض است.

تحقيقات بيشتری برای تأييد اين يافته که بطور واضح برای طرح ريزی اعتبار ريازک کاربرد دارد، لازم است. دومين دليل اين است که اگر علايق و ارزشها درواقع بطور ضعيفی با هم ارتباط داشته باشند، اين امر اهميت اين تحقيق را تأييد می کند و نيز اهميت توجه کردن به نقش ارزشها که در انتخابات شغلی و در طی ارزيابی و مشاوره شغلی القاء می کنند را تأييد می­کند (ناپ-لی، 1996؛ ساپر و نويل، 1986)[58]. يافته های بدست آمده از آزمون هم ارزی معنايی از ريازک، با استفاده از ارزشها در اين مطالعه اين امکان که انواع ”I“و ”C“ ممکن است در فرهنگهای متفاوت اندکی باهم متفاوت باشند را نشان داد. چنين جزئيات مهمی در يافته های بدست آمده از ارزيابی ساختاری ريازک وجود نداشت.

در پايان، اگرچه ادمه دادن آزمون اعتبار ساختاری ريازک در ميان فرهنگها مهم است، اما تحقيقات آينده همچنين بايد توجه خود را به سمت ارزيابی جنبه های ديگر تئوری هولاند (1997) که سنجش شغلی را تحت تأثير قرار می دهند، هدايت کنند. بويژه مطالعات اعتبارسنجی بين فرهنگی روی تئوری هولاند (1997) بايد دربرگيرنده ارزيابی هم ارزی معنايی سازه های ريازک باشد. همچنين تحقيقات بايد متغيرهای ضمنی[59] را نيز لحاظ کنند (لئونگ، 1997)، که اين متغيرهای ضمنی ممکن است روی تصميمات شغلی در سرتاسر فرهنگ اثرگذار باشند، شرح دهند. (پایان صفحه 131) سرانجام اينکه، اين مطالعه نياز به تحقيقات بيشتر برای فهم تأثير متقابل بين ارزشها و علايق که تصميمات شغلی يک شخص را تحت تأثير قرار می دهند و اينکه چگونه اين عاملها ممکن است در اهميت نسبي شان در ميان فرهنگها با هم متفاوت باشند، اشاره کرد.

منابع

Bentler, P. M., & Chou, C. (1987). Practical issues in structural modeling. Sociological Methods and Research, 16, 78-117.

Blake, R. J., & Sackett, S. A. (1999). Holland’s typology and the five-factor model: A rational-empirical analysis. Journal of Career Assessment, 7, 249-279.

Cohen, J., & Cohen, P. (1983). Applied multiple regression/correlation analysis for the behavioral sciences (2nd ed.). Hillsdale, NJ: Erlbaum.

Day, S. X., & Rounds, J. (1998). Universality of vocational interest structure among racial and ethnic minorities. American Psychologist, 53, 728-736.

Farh, J-L., Leong, F. T. L., & Law, K. S. (1998). Cross-cultural validity of Holland’s model in Hong Kong. Journal of Vocational Behavior, 52, 425-440.

Fouad, N. A., Harmon, L. W., & Borgen, N. H. (1997). Structure of interests in employed male and female members of U.S. racial-ethnic minority and nonminority groups. Journal of Counseling Psychology, 44, 339-345.

Gottfredson, G. D., & Holland, J. L (1996). Dictionary of Holland Occupational Codes (3rd ed.). Odessa, FL: Psychological Assessment Resources.

Harris, M. M., & Schaubroeck, J. (1991). Confirmatory modeling in organizational behavior/human resource management: Issues and applications. Journal of Management, 16, 337-360.

Hofstede, G. (1980). Culture’s consequences: International differences in work-related values. Beverly Hills, CA: Sage.

Holland, J. L. (1959). A theory of vocational choice. Journal of Counseling Psychology, 6, 35-45.

Holland, J. L. (1973). Making vocational choices: A theory of careers. Englewood Cliffs, NJ: Prentice Hall.

Holland, J. L. (1985a). Making vocational choices: A theory of vocational personalities and work environments (2nd ed.). Englewood Cliffs, NJ: Prentice Hall.

Holland, J. L. (1985b). Manual for the Vocational Preference Inventory. Odessa, FL: Psychological Assessment Resources.

Holland, J. L. (1997). Making vocational choices: A theory of vocational personalities and work environments (3rd ed.). Englewood Cliffs, NJ: Prentice Hall.

Holland, J. L., Fritzsche, B. A., & Powell, A. B. (1994). The Self-Directed Search technical manual. Odessa, FL: Psychological Assessment Resources.

Hubert, L., & Arabie, P. (1987). Evaluating order hypotheses within proximity matrices. Psychological Bulletin, 102, 172-178.

Hui, C. H., & Triandis, H. C. (1985). Measurement in cross-cultural psychology: A review and comparison of strategies. Journal of Cross-Cultural Psychology, 16, 131-152.

J&ouml;reskog, K., & S&ouml;rbom, D. (1993). LISREL 8: Structural equation modeling with the SIMPLIS command language. Chicago: Scientific Software.

Knapp-Lee, L. J. (1996). Use of the COPES, a measure of work values, in career assessment. Journal of Career Assessment, 4, 429-443.

Kruskal, J. B., & Wish, M. (1978). Multidimensional scaling. Newbury Park, CA: Sage.

Leong, F. T. L. (1997). Cross-cultural career psychology: Comment on Fouad, Harmon, and Borgen (1997) and Tracey, Watanabe, and Schneider (1997). Journal of Counseling Psychology, 44, 355-359.

Leong, F. T. L., & Brown, M. (1995). Theoretical issues in cross-cultural career development: Cultural validity and cultural specificity. In W. B. Walsh & S. H. Osipow (Eds.), Handbook of vocational psychology (2nd ed., pp. 143-180). Hillsdale, NJ: Erlbaum.

Leong, F. T. L., Austin, J. T., Sekaran, U., & Komarraju, M. (1998). An evaluation of the cross-cultural validity of Holland’s theory: Career choices by workers in India. Journal of Vocational Behavior, 52, 441-455.

Meredith, W. (1993). Measurement invariance, factor analysis and factorial invariance. Psychometrika, 58, 525-543.

Prediger, D. J. (1982). Dimensions underlying Holland’s hexagon: Missing link between interest and occupations? Journal of Vocational Behavior, 21, 259-287.

Reise, S. P., Widaman, K. R., & Pugh, R. H. (1993). Confirmatory factor analysis and item response theory: Two approaches for exploring measurement invariance. Psychological Bulletin, 114, 552-566.

Rounds, J., & Tracey, T. J. G. (1996). Cross-cultural structural equivalence of RIASEC models and measures. Journal of Counseling Psychology, 43, 310-329.

Rounds, J., Tracey, T. J. G., & Hubert, L. (1992). Methods for evaluating vocational interest structural hypotheses. Journal of Vocational Behavior, 40, 239-259.

Schwartz, S. H. (1992). Universals in the structure and content of values: Theoretical advances and empirical tests in 20 countries. In M. P. Zanna (Ed.), Advances in experimental social psychology (Vol. 25, pp.1-65). Orlando, FL: Academic Press.

Schwartz, S. H. (1994). Beyond individualism/collectivism: New cultural dimensions of values. In U. Kim, H. C. Triandis, C. Kagit&ccedil;ibasi, S.-C. Choi, & G. Yoon (Eds.), Individualism and collectivism: Theory, method, and applications (pp. 85-119). Thousand Oaks, CA: Sage.

Soh, S., & Leong, F. T. L. (2000). Cross-cultural validity of vertical and horizontal individualism and collectivism in Singapore: Relationships with values, interests, college majors and organizational preferences. Manuscript submitted for publication.

Super, D. E., & Nevill, D. D. (1986). The values scale. Palo Alto, CA: Consulting Psychologists Press.

Swaney, K. B. (1995). Technical manual: Revised unisex edition of the ACT interest inventory (UNIACT). Iowa City, IA: American College Testing.

Tan, E. (1998). Research on vocational behavior: The Singapore perspective. Journal of Vocational Behavior, 52, 323-342.

Tokar, D. M., Vaux, A., & Swanson, J. L. (1995). Dimensions relating Holland’s vocational personality typology and the five-factor model. Journal of Career Assessment, 3, 57-74.

Tracey, T. J. G. (1997). RANDALL: A microsoft fortran program for a randomization test of hypothesized order relations. Educational and Psychological Measurement, 57, 164-168.

Van de Vijver, F. J. R., & Leung, K. (1997). Methods and data analysis of comparative research. In J. W. Berry, Y. H. Poortinga, & J. Pandey (Eds.), Handbook of cross-cultural psychology, Vol. 1: Theory and method (2nd ed., pp. 257-300). Needham Heights, MA: Allyn & Bacon.

Wilkinson, L. (1986). SYSTAT: The System for Statistics. Evanston, IL: SYSTAT.

Yu, J., & Alvi, S. A. (1996). A study of Holland’s typology in China. Journal of Career Assessment, 4, 245-252.

[1]– RIASEC

[2]– Convergent-discriminant

[3]– Equivalence of meaning

[4]– Culture-specific meaning

[5]– Holland, 1959, 1973, 1985a, 1997

[6]– Fit

[7]– Congruency

[8]– Rounds & Tracey, 1996; Yu & Alvi, 1996

[9]– Day & Round, 1998; Fouad, Harmon & Borgen, 1997

[10]– Meta-analysis

[11]– Prediger, 1982

[12]– Scholarly achievement

[13]– Hofstede, 1980

[14]– Culture-general

[15]– Culture-specific

[16]– Leong & Brown, 1995

[17]– Tan, 1998

[18]– Farh, Leong & Law,1998

[19]– Blak & Sackett, 1999; Tokar, Vaux, & Swanson, 1995

[20]– Schwartz’s, 1992,1994

[21]– Hofstede, 1980; Soh & Leong, 2000

[22]– Hit rates

[23]– Swaney, 1995, p. 59

[24]– Junior college

[25]– Unisex

[26]– UNIACT-R; Swaney,1995

[27]– Self-directed search

[28]– Holland, Fritzsche, & Powell, 1994

[29]– Vocational Preference Inventory

[30]– Schartz’s Value Survey

[31]– Open ended

[32]– Gottfredson & Holland, 1996

[33]– Hui & Triandis, 1985; Van de Vijver & Leong, 1997

[34]– Factor loading

[35]– Meredith, 1993; Reise, Widaman, & Pugh, 1993

[36]– Confirmatory factor analysis

[37]– Jöreskog & Sörbom, 1993

[38]– Bentler & Chou, 1987; Harris & Schaubroeck, 1991

[39]– Root-mean-square error of approximation

[40]– Hubert & Arabie, 1987; Rounds, Tracey & Hubert, 1992

[41]– RANDAL

[42]– Tie

[43]– Three-way nonmetric multidimensional scaling (MDS)

[44]– SYSTAT INDSCAL

[45]– Wilkinson, 1986

[46]– Kruskal Stress

[47]– Kruskal & Wish, 1978

[48]– Group weight space

[49]– Number of hit

[50]– Regression analysis

[51]– Normal curve deviate z

[52]– Fisher’s z

[53]– Cohen & Cohen, 1983

[54]– Kappa(k)

[55]– Chance-corrected measure

[56]– Leong, Austin, Sekaran, & Komarraju, 1998

[57]– Chi-squares

[58]– Knapp-Lee, 1996; Super & Nevil, 1986

[59]– Contextual variables

برای کسب اطلاعات بیشتر با شماره 61978088 -021 تماس بگیرید