در دوران نوجوانی، یك تصمیم حائز اهمیت مربوط به شغل انتخاب رشته در آموزش عالی می باشد. در این مقاله، مجموعه ی جدیدی از معیارها برای تكلیف های متفاوت ( یعنی، تشخیص موقعیت، كاوش، تعهد ) ساخته می شود كه می توان طی این فرایند تصمیم گیری شغلی شناسایی كرد : پرسش نامه ی تكلیف انتخاب رشته ( [2]SCTI). نمونه ای از 946 دانش آموز دبیرستان (پایه های 11 و 12) در این مطالعه شركت كردند. نتایج اعتبار سازه ی SCTI را با ارائه ی (الف) بررسی ساختار درونی SCTI (تحلیل عاملی تاییدی)، (ب) بررسی اعتبار همگرا از طریق ضرایب بین مقیاس های جدید و معیارهای جایگزین تكالیف تصمیمی و (ج) مقایسه ی نمرات موجود در نمونه به شیوه ی اعتبار یابی گروه شناخته شده[3] مورد پشتیبانی قرار می دهد.

واژگان كلیدی: دانش آموزان دبیرستان، انتخاب رشته، تكلیف تصمیمی، ایجاد مقیاس، آموزش عالی، فرایند تصمیم گیری

ویرل گرمیجیس و كارینه ورشرن دانشگاه كاتولیك لوون، بلژیك[1]

در دوران نوجوانی اولین تصمیمات مربوط به شغل اتخاذ می شوند. دانش آموزان نوجوان، برای مثال، مجبورند تصمیماتی راجع به انتخاب رشته های موجود در دبیرستان یا آموزش عالی بگیرند. با وجود این، تصمیم گیری شغلی فرایندی پیچیده به شمار می اید و برخی نوجوانان ممكن است با دشواری هایی مواجه شوند كه مانع انجام تصمیم شغلی شان شود یا اینكه به اتخاذ تصمیمی كمتر از حد بهینه منجر شود (گاتی و ساكا[4]، 2001a). با توجه به فرایند تصمیمی انتخاب رشته در آموزش عالی، كاستی ها در نحوه ی انتخاب رشته ممكن است خطر اخراج از آموزش عالی یا مشكلات تحقق ضعیف انتخاب رشته را افزایش دهد ( بلو اشتاین، الیس و دونیس[5] 1989؛ بریسبین و ساویكاس[6] 1994؛ گاتی و آشر[7] 2001؛ هارن[8] 1979؛ لاكانته و همكاران[9] 2001؛ استامپ، كولارلی و هارتمن[10] 1983). چون این مشكلات ممكن است فرصت های تحصیلی و شغلی كاهش یافته را در دراز مدت پیش بینی كنند، توانایی برای ارزیابی این فرایند تصمیم گیری و مشكلات حادث شده در آن به روشی معتبر حائز اهمیت می باشد. با وجود این، مروری بر مطالب موجود در زمینه ی تصمیم گیری شغلی كمبود معیارهایی به چشم می خورد كه به صورت آشكار روی فرایند اتنخاب رشته در آموزش عالی تمركز كرده باشند. ابزارهای موجود یا محدود به ارزیابی فرایند انتخاب یك شغل یا تركیب موارد انتخاب یك شغل و انتخاب یك رشته در یك مقیاس می باشند.

هدف از این تحقیق توسعه و ارزشگذاری ابزاری برای ارزیابی فرایند تصمیمی نوجوانان جهت انتخاب رشته در آموزش عالی می باشد. این ابزار بنام پرسش نامه ی تكلیف انتخاب رشته (SCTI) بر طبق پیشنهادهای اخیر در مطالب موجود درباره ی تصمیم گیری شغلی ساخته شد. به خصوص، چندین مولف به اهمیت توسعه ی ابزارهایی اشاره كرده اند كه (الف) «فرایند محور» باشند یا برای كاوش فراین تصمیمی طراحی شده باشند (مثلاً چگونه یك فرد به انتخاب شغلی می رسد؟) و صرفاً درجه ی قطعیت نباشند (مثل، بریسبین و ساویكاس[11]، 1994)؛ (ب) نظریه محور یا براساس چهارچوب نظری مشخص با احتساب ( تكالیف متفاوت در ) فرایند تصمیم گیری شغلی باشند (مثل، تینسلی[12]، 1992)؛ و (ج) تصحیح شده باشد یا ارزیابی مجزا یا متمایز تكالیف متفاوت موجود در فرایند تصمیم گیری شغلی را ممكن كند (مثل، جپسن و گروو[13]، 1981).

SCTI به همراه این پیشنهادات توسعه داده شد. به خصوص، SCTI مطابق مدلی مفهومی بر اساس رده بندی های مسایل تصمیم گیری شغلی (كمپل و سلینی[14]، 1981؛ گاتی، كراوسز و اسیپو[15]، 1996) و بر اساس نظریه هایی بود مبنی بر این كه فرایند تصمیم گیری شغلی به عنوان فرایند رشد متشكل از تكالیف مختلف می باشد (هارن، 1979؛ تابورسكی[16]، 1994؛ تیدمن و او هارا[17]، 1963). نكته ی مشترك در این نظریه ها تمایز بین آگاهی تكالیف شغلی، كاوش، تعهد و اجرا می باشد (تینسلی[18]، 1992). شكل 1 این مدل مفهومی شامل تكالیف تصمیمی مختلف را نشان می دهد.

جهت گیری به سوی انتخاب شغل به عنوان تكلیفی حائز اهمیت در فرایند تصمیم گیری شغلی محسوب می شود. براساس نظر سوپر[19] (1955)، مفهوم جهت گیری برای مشخص كردن نیاز به تصمیم گیری و ایجاد انگیزه جهت درگیری در فرایند تصمیم شغلی به كار برده می شود. مولفان متعددی روی اهمیت آگاهی (هارن، 1979؛ تابورسكی، 1994؛ تیدمن و اوهارا، 1963) و انگیزه ( كمپل و سلینی، 1981؛ گاتی و همكاران، 1996؛ تامسون و لیندمن[20]، 1981) در فرایند تصمیم گیری شغلی تاكید كرده اند.

كاوش شغلی در درجه ی دوم اهمیت برای تكلیف تصمیمی قرار دارد. كاوش شغلی به عنوان فعالیت های خود ارزشیابی و تحقیق خارجی توصیف می شود كه اطلاعات را برای پروردن انتخاب، ورود به و سازگاری با رشته یا شغل فراهم می كند (بارتلی و رابیتشك[21]، 2000). تمایز بین خود كاوشی و كاوش محیط در چندین مدل نظری درباره ی تصمیم گیری شغلی آورده شده است (مثل، گاتی و همكاران، 1996؛ هارن، 1979؛ استامپ و همكاران، 1983؛ تیدمن و اوهارا، 1963). با توجه به كاوش محیط، چندین مولف بین كاوش گسترده ی گزینه ها و كاوش عمیق مجموعه ی كاهش یافته ی گزینه ها تمایز قایل شده اند (مثل، گاتی و اشر، 2001؛ هارن، 1979).

سومین تكلیف تصمیمی تعهد می باشد. طی فرایند تصمیم گیری، تصمیم گیرنده دست آخر گزینه ای را برمی گزیند كه به نظر وی مناسب ترین می باشد. ما از اصطلاح وضعیت تصمیمی[22] جهت مشخص كردن پیشرفت فرد در انتخاب یك گزینه استفاده می كنیم. بعد از این كه انتخاب انجام شد، انتظار می رود افراد به انتخاب شغلی شلن بیشتر و بیشتر متعهد شوند (هارن، 1979). درجه ی تعهد[23] به انتخاب شغل به شدت اعتماد در و تعلق به یك هدف خاص شغلی اشاره دارد (بلو اشتاین، الیس و همكاران[24]، 1989).

بنابراین، شش تكلیف در فرایند تصمیم گیری شغلی تشخیص داده می شوند كه شامل جهت گیری به سوی انتخاب، رفتار خود كاوشی، رفتار كاوشی گسترده محیط، رفتار كاوشی عمیق محیط، وضعیت تصمیمی و تعهد می باشند. همان طور كه در شكل 1 می بینید، این تكالیف تصمیمی لزوماً مراحل پیاپی در فرایند تصمیم گیری متوالی نمی باشند. طبق نظر گاتی و اشر (2001)، تصمیم گیری شغلی فرایندی انعطاف پذیر و پویا می باشد. انتظار می رود اجرای هر یك از این تكالیف تصمیمی روی انجام انتخاب تاثیر بگذارد. نشانگرهای مهم برای كیفیت انجام انتخاب شامل رضایت انتخاب، سازگاری و كاركرد در گزینه ی انتخاب شده و ثبات انتخاب می باشد (بریسبین و ساویكاس، 1994؛ گاتی و اشر، 2001؛ هارن، 1979؛ استامپ و همكاران، 1983). انجام انتخاب به عنوانی تكلیفی در نظر گرفته می شود كه بعد از اتخاذ تصمیم جهت عملی كردن گزینه ی انتخاب شده حائز اهمیت می باشد (گاتی و اشر، 2001). در این مقاله، ما روی شش تكلیف اجرا شده طی خود فرایند تصمیم تمركز می كنیم و از این جهت توجه كمتری به انجام انتخاب معطوف می شود.

SCTI شش تكلیف محوری تصمیم شغلی توصیف شده در بالا را مورد كاوش قرار می دهد. خصوصاً، SCTI این شش تكلیف را با استفاده از خرده مقیاس های جدا برای هر كدام مورد سنجش قرار می دهد. این عمل بر خلاف معیارهای موجود تصمیم شغلی می باشد كه یا تنها روی بخش های (یعنی، كاوش و/یا تعهد) فرایند تصمیم گیری شغلی ( مثل، زمینه یابی كاوش شغل [CES]، استامف و همكاران، 1983؛ كاوش شغلی و مقیاس تعهد [VECS]، بلواشتاین، الیس و همكاران، 1989؛ سنجش تصمیم گیری شغلی [ACDM]، باك و دانیلز[25]، 1985) تاكید می كنند و یا از خرده مقیاس های جدا برای تحقیق تكالیف تصمیمی متفاوت استفاده نمی كنند (مثل، سیاهه ی بلوغ شغلی- مقیاس نگرش [CMI]، كریتس[26]، 1973 كه در ان موارد مربوط به وضعیت تصمیمی و تانگیزه برای شركت در فرایند تصمیمی در یك مقیاس در نظر گرفته شده اند، یا VCES، بلواشتاین، الیس و همكاران، 1979، كه در ان موارد مربوط به اطمینان فرد درباره ی تعهد كلی به یك هدف شغلی با موارد مربوط به سطح ادراكی فرد از دانش خود و دانش شغلی با همدیگر یك جا سنجیده می شوند).

این حقیقت كه SCTI شش تكلیف مختلف تصمیم شغلی را با استفاده از مجموعه ای از شش خرده مقیاس جدا مورد سنجش قرار می دهد، چندین مزیت عملی و نظری دارد. اول، این روش آزمون تجربی تمایز تكلیف فرضیه سازی شده در چندین مدل نظری را ممكن می كند (مثل، هارن، 1979؛ تابورسكی، 1994؛ تیدمن و اوهارا، 1963). دوم، در مطالب این زمینه، فرضیه ها درباره ی روابط بین جهت گیری، كاوش، تعهد و انجام شكل می گیرند (گاتی و اشر، 2001؛ گرین هاوس، هاوكینز و برنر[27]، 1983؛ هارن، 1979). كه آنها را می توان تنها با مقیاس های متمایز بزای این سازه ها مورد بررسی قرار داد.

سوم، تحقیق درباره ی رابطه بین تصمیم گیری شغلی و متغیرهای شخصی و محیطی را می توان از طریق استفاده از مقیاس های جدا برای تكالیف تصمیمی مختلف تصحیح كرد. دست آخر، مشاوره ی شغلی می تواند از مقیاس های تصحیح شده، چند بعدی برای تكالیف تصمیمی بهره مند شود. برای مثال، دو دانش اموز كه از درجه ی مشابه عدم تصمیم گیری رنج می برند ممكن است به علت مشكلات تكالیف تصمیمی مختلف مردد باشند و به تبع آن ممكن است نیازمند دخالت دیگران باشند (بریسبین و ساویكاس، 1994).

با وجود این، علیرغم مزیت های بالقوه ی نظری و عملی، اعتبار SCTI تازه ساخته شده نیازمند آزمون تجربی می باشد. این امر هدف محوری این تحقیق می باشد. برای آزمون اعتبار سازه ی این ابزار، اول، ساختار درونی یا چند بعدی بودن SCTI مورد بررسی قرار گرفت. به خصوص، ما آزمون كردیم كه آیا ابعاد مختلف (یعنی، تكالیف تصمیمی) را می توان در SCTI مورد تشخیص قرار داد. چون ما فرضیه های قبلی درباره ی ساختار مدل و شمار عوامل داشتیم، تحلیل عاملی تاییدی مورد استفاده قرار گرفت ( بولن[28]، 1989).

دوم، اعتبار همگرای SCTI از طریق بررسی روابط بین (برخی از) خرده مقیاس های SCTI و معیارهای جایگزین تكالیف تصمیمی بنام خرده مقیاس انگیزه از پرسش نامه ی مشكلات تصمیم گیری شغلی (CDDQ، گاتی و ساكا، 2001b)و خرده مقیاس های كاوش محیطی (EE) و خود كاوشی (SE) از CES (استامف و همكاران، 1983؛ بخش روش تحقیق را ملاحظه كنید) مورد بررسی قرار گرفت. ما انتظار داشتیم كه نمرات مقیاس رفتار خود كاوشی و دو مقیاس رفتار كاوشی محیطی (گسترده و عمیق) SCTI هم بستگی مثبت داشته باشد و این رابطه به ترتیب برای خرده مقیاس SE و خرده مقیاس EE از CES بیشترین باشد. انتظار می رفت نمرات جهت گیری به سوی انتخاب SCTI دارای هم بستگی منفی باشند و این رابطه برای كمبود انگیزه بیشترین باشد.

سوم، اعتبار سازه ی SCTI از طریق اعتباریابی گروه شناخته شده مورد بررسی قرار گرفت (دی ولیس[29]، 1991). تحقیقات نشان داه است كه اكثر دانش آموزان دبیرستان فلمیش تصمیمی درباره ی رشته شان در آموزش عالی طی آخرین سال تحصیلشان در دبیرستان گرفته اند (لاكانته و همكاران، 2001). بنابراین، انتظار می رفت كه، همزمان با حركت شان به اتمام دوره ی دبیرستان، نمرات دانش اموزان دبیرستان در SCTI به طور كل افزایش یابد. شواهد اضافی اعتبار سازه از قابلیت این مقیاس جهت تمایز قائل شدن بین گروههای با وضعیت های هویت شغلی انتظار می رفت. مارسیا[30](1980) چهار نوع مختلف راه حل بحران هویت طی بلوغ را براساس دو بعد زیر بنایی تشخیص داد: حضور یا عدم حضور كاوش هویت و حضور یا عدم حضور تعهدات مرتبط با هویت فرد. یك فرد بالغ در وضعیت پیشرفت گزینه های مختلف درباره ی هویت خود را مورد كاوش قرار داده و تعهداتی را نیز شكل داده است. مشاركت كنندگانی كه به وضعیت مهلت قانونی[31] اختصاص داده شدند هنوز هیچ تعهدی صورت نداده بودند اما در حال كاوش گزینه های هویت بودند. نوجوانان طبقه بندی شده در وضعیت سلب مهلت[32] تعهداتی داشتند اما هرگز گزینه ها را كاوش نكرده بودند. دست آخر افراد موجود در وضعیت پراكندگی[33] تعهدی انجام نداده و گزینه های هویت را مورد كاوش قرار نداده بودند.

انتظار می رفت دانش اموزانی كه در وضعیت های پیشرفت و مهلت قانونی با احتساب هویت شغلی شان طبقه بندی شده بودند، نمرات بالایی در مقیاس رفتار كاوشی گسترده از SCTI نسبت به دانش اموزان موجود در وضعیت های سلب مهلت و پراكندگی به دست بیاورند. با توجه به تعهد، فرضیه سازی شد دانش اموزانی كه تعهدات محكم تری درباره ی شغل اینده شان ( یعنی، وضعیت پیشرفت و سلب مهلت) دارند نمرات معنادارتری را در مقیاس تعهد و وضعیت تصمیمی نسبت به دانش اموزانی به دست باورند كه تعهدات محكمی( یعنی، وضعیت مهلت قانونی و پراكندگی) ندارند.

روش تحقیق

رویه ها و مشاركت كنندگان

نمونه برای این مطالعه شامل 946 دانش آموز از 32 دبیرستان در فلاندرز، بخش آلمانی زبان بلژیك بود. تمام دانش آموزان تحصیلی عمومی را دنبال می كردند كه پایه ای برای ورود به آموزش عالی می باشد. دانش آموزان از سال پنجم (یك سال مانده به پایان تحصیلات یا پایه ی 11) و سال ششم (سال اخر یا پایه ی 12) دبیرستان انتخاب شدند. مشاركت كنندگان از پایه ی 11 پرسش نامه ای در ماه می 2002 دریافت كردند كه یك ماه مانده به آخر سال تحصیای بود. یك گروه از دانش آموزان پایه ی 12 پرسش نامه ای در ماه سپتامبر 2002 دریافت كردند كه اولین ماه سال تحصیلی می باشد. گروه دیگر از پایه ی 12 در ماه می 2002 پرسش نامه ای دریافت كردند. تقسیم بندی براساس پایه و جنس 89 مشاركت كننده در انتهای پایه ی 11 (38 پسر و 51 دختر)، 665 مشاركت كننده[34] در ابتدای پایه ی 12 (293 پسر و 372 دختر) و 192 مشاركت كننده در انتهای پایه ی 12 (43 پسر و 149 دختر) را ایجاد كرد. میانگین سنی برای این گروه ها 17 سال (انحراف معیار= 5/6 ماه )، 17 سال و 4 ماه (انحراف معیار= 7/5 ماه) و 18 سال و 3 ماه (انحراف معیار= 1/9 ماه) بود. جمع آوری داده حداكثر زمان 50 دقیقه را به خود اختصاص داد. مشاركت در مطالعه ی جاری بدون نام نبود چون دانش آموزان مجبور بودند پرش نامه ی دیگری را در خانه پر كنند كه خارج از حوزه ی این مقاله می باشد. جهت كنترل برای تاثیرات منظم، دو نسخه از پرسش نامه با مقیاس هایی در ترتیب برعكس ساخته شدند. هر مشاركت كننده به صورت تصادفی یكی از دو نسخه را دریافت می كرد.

مقیاس ها

[35]SCTI

پرسش ها از مقیاس های موجود تكالیف تصمیم شغلی برای ساخت شش مقیاس جمع آوری شدند. اگر پرسش های كافی از مطالب موجود در این زمینه پیدا نمی شد، پرسش های جدید ایجاد می شدند. تمام پرسش هایی كه به آلمانی ترجمه شده بودند، بوسیله ی فردی دیگر به انگلیسی باز ترجمه شدند. شخص سوم پرسش های اصلی را با مواد باز ترجمه شده به انگلیسی مطابقت داد. برای تمام مقیاس ها، 100 درصد تطابق صحیح بدست آمد.

جهت گیری به سوی انتخاب[36]. این مقیاس از 12 پرسش تشكیل می شود. شش پرسش سنجش آگاهی دانش آموزان از نیاز به اتخاذ تصمیم را مد نظر قرار دادند. چهار پرسش از این مواد براساس مقیاس نگرش CMI (كریتس، 1973) بوده و با شرایط انتخاب رشته در آموزش عالی سازگاری داده شدند (مثل، «من به ندرت درباره ی رشته ای فكر می كنم كه در دانشگاه خواهم خواند»). به علاوه، شش پرسش ی جدید (سه پرسش به صورت مثبت و سه پرسش به صورت منفی شكل داده شدند) برای سنجش درجه ی انگیزه جهت شركت در فرایند تصمیم شغلی ساخته شدند (مثل، «من برای ایجاد كار از انتخاب یك رشته انگیزه دارم»). مشابه مقیاس كمبود انگیزه از CDDQ (گاتی و همكاران، 1996) یك مقیاس 9 امتیازی ( از من را توصیف نمی كند تا من را به خوبی توصیف می كند) به عنوان مقیاس پاسخ انتخاب شد. این امر استفاده از هر دو مقباس را به عنوان نشانگرهای جهت گیری برای انتخاب شغل در تحقیقات اتی را امكان پذیر می كند.

رفتار خود كاوشی[37]. این مقیاس دربرگیرنده ی 24 پرسش بر اساس تركیبی از چهار حوزه ی مرتبط خود كاوشی ( علایق، ارزش ها، توانایی ها و راهكارها و روش های مطالعه) با شش منبع مرتبط اطلاعات (خود فرد، والدین، دوستان، مشاوران مدرسه، معلمان و دیگران) می باشد. سه حوزه ی اول خود كاوشی به عنوان متغیرهای مهم طی فرایند تصمیم گیری شغلی محسوب می شوند كه افراد را توصیف می كنند (گاتی و اشر، 2001؛ كاتز[38]، 1993). این حوزه ها با حوزه ی چهارم (راهكارها و روش های مطالعه) در آموزش عالی تكمیل می شوند (وین اشتاین، گوتز و الكساندر[39]، 1988). پرسش های نمونه « من درباره ی علایقم با دوستانم صحبت كرده ام» یا «من به صورت آگاهان دربارهی روش ها و راهكارهای مطالعه ام فكر كرده ام» می باشند. سه دسته پاسخ (یعنی، هرگز، گاهی اوقات و اغلب) برای نشان دادن فراوانی رفتار خود كاوشی طی اخرین سال تحصیلی و سال جاری مورد استفاده قرار گرفتند.

رفتار كاوشی گسترده ی محیط، رفتار كاوشی عمیق محیط[40]. مقیاس رفتار كاوشی گسترده شامل پنج سئوال می باشد (مثل، «من نگاهی به خلاصه های كلی درباره ی ساختار آموزش عالی انداخته ام»). برای سنجش رفتار كاوشی عمیق، از دانش آموزان خواسته شد كه اسم های رشته هایی را ببرند كه درباره شان ان ها اطلاعات جمع آوری كرده اند. بعد از آن، 13 پرسش از مقیاس رفتار كاوشی عمیق با توجه به این رشته ها بایستی تكمیل می شد (مثل، « من به طور كامل بروشور این رشته هار مطالعه كردم»). دانش آموزانی كه به دنبال اطلاعاتی درباره ی هیچ رشته ای نگشته بودند، مجاز نبودند مقیاس رفتار كاوشی عمیق را پر كنند. هر دو مقیاس بر اساس تحقیقی از مواد مشاوره ی موجود برای دبیرستان ها در فلاندرز و بر اساس سیاهه ی مقابله ی رفتار فعالیت های كاوش شغلی متعلق به آثاناسو (1986) استوار می باشند. سه دسته ی پاسخ (یعنی، هرگز، برخی اوقات، اغلب) برای نشان دادن فراوانی رفتار كاوشی درباره ی محیط طی اخرین سال تحصیلی و سال جاری مورد استفاده قرار گرفتند.

وضعیت تصمیمی[41]. پیش از بررسی تعهد دانش آموزان به انتخاب رشته، ما پرسیدیم كه آیا آنها قبلاً رشته ای را انتخاب كرده اند. برای سنجش وضعیت تصمیمی، مقیاس پرسش از گزینه های شغلی (OAQ؛ اسلانی[42] ، 1980) به آلمانی ترجمه شده و با شرایط انتخاب رشته در آموزش عالی سازگاری داده شد ( كلمه ی مشاغل با كلمه ی رشته ها جایگزین شد). چندین مطالعه از OAQ به عنوان براورد تقریبی بی تصمیمی شغلی پشتیبانی كرده اند (اسلانی، 1988). دو سئوال پرسیده شد : (الف) «تمام رشته هایی را كه حال مد نظر دارید، فهرست كنید» و (ب) «كدام رشته انتخاب اول شما می باشد (اگر تردید دارید بنویسید تردید دارم)». به چهار امكان موجود در پاسخ گویی ارزش های عددی داده شد: 1 (نه انتخاب اول و نه گزینه های دیگر فهرست نشده بودند)، 2 (گزینه ها بدون انتخاب اول فهرست شده بودند)، 3 (انتخاب اول به همراه گزینه ها فهرست شده بود)، 4 ( انتخاب اول بدون گزینه ها فهرست شده بود).

تعهد[43]. از دانش آموزانی كه نشان دادند انتخاب اول را در مقیاس وضعیت تصمیمی دارند، خواسته شد تا میزان تعهد به انتخاب شان را با استفاده از مقیاس تعهد درجه بندی كنند. هشت پرسش مقیاس تعهد از مقیاس توسعه ی هویت گرونینگن (GIDS؛ باسما[44]، 1985) مورد استفاده قرار گرفتند (مثل، « ایا شما درباره ی این رشته نامطمئن می باشید؟»). پرسش های دیگر از GIDS را نمی توانستیم مورد استفاده قرار دهیم چون آن ها برای شرایطی كاربردی نبودند كه انتخاب هنوز انجام نشده بود. پاسخ ها در مقیاس نوع لایكرت 6 امتیازی از بله، خیلی تا نه اصلاً مرتب شده بودند. باسما (1992) برای اعتبار GIDS پشتیبانی پیدا كرد زمانی كه تفاوت ها بین گروه هایی را بررسی می كرد كه انتظار می رفت بر حسب توسعه ی هویت متفاوت باشند.

دیگر مقیاس های موجود

جهت گیری به سوی انتخاب. نسخه ی 34 پرسشی CDDQ (گاتی و آشر، 2001b) اجرا شد. روایی و اعتبار CDDQ در چندین تحقیق مورد بررسی قرار گرفته است ( مثل، گاتی، اسیپو، كراسز و ساكا، 2000؛ گاتی و ساكا 2001a، 2001b). برای تحقیق جاری، جمله بندی برخی از پرسش ها با شرایط انتخاب رشته در آموزش عالی سازگاری داده شد. مقیاس CDDQ سازگاری و به آلمانی توسط مولف اول ترجمه شد و توسط فرد دیگری به انگلیس باز ترجمه شد. این نسخه باز ترجمه شده مورد ازمایش و توسط مولفان CDDQ مورد تایید قرار گرفت. یك خرده مقیاس CDDQ كه كمبود انگیزه (LM) برای شركت در فرایند تصمیم شغلی را مورد سنجش قرار می داد، در تحقیق جاری مورد استفاده قرار گرفت. مقیاس LM شامل سه پرسش می باشد. نمرات بالا در CDDQ دشواری های بیشتر در اتخاذ تصمیم شغلی را بازتاب می دهد. مقیاس نوع لایكرت 9 امتیازی به كار برده شد. آلفای كرونباخ برای مقیاس LM در تحقیق جاری 71/0 بود.

رفتار كاوشی. رفتار كاوشی توسط مقیاس EE و مقیاس SE از CES (استامپ و همكاران، 1983) سنجیده شد. شواهد برای چند بعدی بودن، روایی و اعتبار CES توسط استامپ و همكاران (1983) ارائه شدند. مقیاس EE به میزان كاوش شغلی با احتساب مشاغل و سازمان ها در سه ماه گذشته اشاره دارد و شامل شش پرسش می شود. برخی پرسش ها از مقیاس EE با شرایط انتخاب رشته در آموزش عالی سازگاری داده شدند (مثل، « تا چه حدی شما با روش های زیر رفتار كرده اید؟ اطلاعات كسب شده درباره ی رشته های خاص»).

مقیاس SE شامل پنچ پرسش می باشد كه به میزان كاوش شغلی دربرگیرنده ی خود سنجشی و بازبینی در سه ماه گذسته اشاره دارد( مثل، «تا چه حدی شما روشهای زیر را انجام داده اید؟ تمركز تفكراتم روی خودم به عنوان یك فرد»). مقیاس لایكرت 5 امتیازی مورد استفاده قرار گرفت. الفاهای كرونباخ در تحقیق جاری 85/0 (مقیاس EE) و 83/0 ( مقیاس SE) بودند.

وضعیت هویت شغلی[45]. وضعیت های هویت شغلی با استفاده از مقیاس شغل نسخه ی آلمانی پرسش نامه ی وضعیت هویت دلاس (DISI؛ دلاس و جرنیگان[46]، 1981؛ گوسنس[47]، 2001) اختصاص داده شد. DISI برای طبقه بندی افراد در چهارچوب وضعیت های هویت برای سه حوزه ی مختلف ( یعنی، شغل، مذهب و سیاست) طراحی شد. در تحقیق جاری، تنها مقیاس شغل DISI (DISI-O) مورد استفاده قرار گرفت. براساس نمرات برای این مقیاس، دانش آموزان در وضعیت های پیشرفت، مهلت قانونی، سلب مهلت، پراكندگی-پراكندگی یا پراكندگی- بخت با احتساب هویت شغلی شان دسته بندی شدند. وضعیت پراكندگی- پراكندگی همانند وضعیت پراكندگی ماریكا (1980) می باشد (یعنی، بدون تعهد و كاوش سطحی گزینه ها)، در حالی كه وضعیت پراكندگی- بخت به وضعیت بدون تعهد اشاره دارد و وابسته به بخت یا شانس می باشد. DISI-O شامل 35 عبارت می باشد كه در هفت مجموعه ی پنج عبارتی مرتب شدند. در یك مجموعه، هر وضعیت توسط یك عبارت نشان داده می شود. دانش آموزان باید یك عبارت را از هر یك از هفت مجموعه انتخاب كنند كه برایشان مناسب ترین می باشد. دانش آموزانی كه چهار عبارت یا بیشتر مربوط به وضعیت هویت مشابه ر انتخاب می كنند به عنوان عضو ان گروه وضعیت دسته بندی می كنند. مشاركت كنندگانی كه كمتر از چهار عبارت وضعیت هویت مشابه را انتخاب می كنند، غیر قابل دسته بندی می باشند و حذف می شوند. در تحقیق جاری، گروه های وضعیت پراكندگی- پراكندگی و پراكندگی – بخت به یك دسته ساده تبدیل شدند چون فرضیه ها برای هر دو گروه پراكندگی یكی بودند.

تحقیق انجام شده توسط گوسنس (2001) اعتبار سازه و اعتبار همزمان نسخه ی آلمانی DISI را مورد پشتیبانی قرار داد. اعتبار سازه مقیاس اصلی DISI-O بوسیله ی تحلیل های عاملی و توافق بالا با دیگر روش های سنجش وضعیت هویت شغلی مرود پشتیبانی قرار گرفت (دلاس و جرنیگان، 1981). در تحقیق جاری، 20 شاخص كودر – ریچاردسون[48] پایین بودند اما هنوز هم برای وضعیت پراكندگی- بخت (60/0) و پراكندگی- پراكندگی (60/0) قابل قبول بوده و نسبتاً خوب تا خیلی خوب برای مهلت قانونی (74/0)، پیشرفت (88/0) و سلب مهلت (89/0) بود (دی ولیس[49]، 1991).

مروری بر تحلیل ها: راهكار برای ارزشیابی پرسش، تحلیل اعتبار و ارزشگذاری

ارزشیابی پرسش و تحلیل اعتبار

هر پرسش SCTI با تبعیت از پیشنهادهای ساخت سازه دی ولیس (1991) ارزیابی شد. پرسش ها براساس یكی از این معیارها یا بیشتر حذف شدند: (الف) ضریب اصلاح شده ی مقیاس پرسش زیر 30/0 (نونالی و برن اشتاین[50]، 1994)؛ (ب) پاسخ میانگین كرانی یا انتهایی (یعنی، پایین تر از امتیاز مقیاس دوم یا بالاتر از امتیاز مقیاس یكی مانده به آخر). (ج) حذف پرسش، شاخص آلفای ضریب هماهنگی درونی را حداقل 01/0 افزایش می دهد؛ (د) واریانس پایین پاسخ ها به یك پرسش. در یك مقیاس پنج امتیازی، انحراف معیار (SD) زیر 50/0 پایین در نظر گرفته می شود( استامپ و همكاران، 1983). این معیار مطابق تعداد امتیازات مقیاس برای هر خرده مقیاس SCTI سازگاری داده شد ( SD زیر 90/0 برای مقیاس جهت گیری به سوی انتخاب ، SD زیر 30/0 برای سه مقیاس رفتار كاوشی، SD زیر 60/0 برای مقیاس تعهد). برای سه مقیاس رفتار كاوشی، معیار دوم به حساب آورده نشد چون تنها سه دسته پاسخ مورد اشتفاده قار گرفت. بعد از حذف پرسش های ضعیف، ضریب آلفا برای هر مقیاس محاسبه شد. برای این تحلیل ها نمونه ی كلی به دو بخش با استفاده از رویه ی زوج- فرد تقسیم شد. اول، پرسش ها در نمونه ی كاوشی ارزیابی شدند كه بعد از آن تحلیل ها در نمونه ی عاملی تكرار شدند.

اعتبار سازه

اعتبار سازه ی مقیاس ها با (الف) بررسی ساختار درونی پرسش نامه یچند بعدی، (ب) بررسی اعتبار همگرا از طریق ضرایب بین مقیاس های SCTI و معیارهای جایگزین تكالیف تصمیمی، (ج) مقایسه ی نمرات SCTIبین نمونه ها در ارزشگذاری گروه های شناخته شده مورد مطالعه قرار گرفت.

برای ارزیابی ساختار درونی SCTI، تحلیل عاملی تاییدی (CFA) به كار برده شد. SCTI مقیاسی چند بعدی می باشد كه برای سنجش تكالیف تصمیمی مختلف ساخته شده است. بنابراین، مدل قیاسی برای SCTI مدلی با تكالیف تصمیمی مختلف به عنوان عوامل پنهان بود. برای تحلیل های عاملی، پرسش ها از مقیاس SCTI به سه گروه پرسش تقسیم شدند به نحوی كه پرسش اول در یك مقیاس به گروه اول، پرسش دوم به گروه دوم، پرسش سوم به گروه سوم، پرسش چهارو به گروه اول و الی آخر اخنتصاص داده شدند. با این روال تعداد متغیرها كمتر شد كه برای تحلیل های مجموعه های بزرگ پرسش ها قابل ترجیح می باشند (اینجا در كل 55؛ بنتلر و چو[51]، 1987؛ مارش و اونیل[52]، 1984). برای هر مقیاس SCTI، انتظار می رفت كه سه گروه پرسش در عامل پنهان مشابه (یعنی، تكلیف تصمیمی) با بارگذاری ها در دیگر عوامل بارگذاری شود كه مساوی صفر می شود. عوامل مجاز به هم بستگی بودند. چون تنها یك پرسش برای وضعیت تصمیمی ساخته شد، این تكلیف در CFA لحاظ نشد. بنابراین، مدل قیاسی برای گروه های پرسش 3× 5 مدلی پنج عاملی با جهت گیری، رفتار كاوشی گسترده و عمیق محیط، رفتار خود كاوشی و تعهد به عنوان عوامل پنهان بود. سه مدل جایگزین مورد آزمون قرار گرفتند: (الف) مدل یك عاملی، (ب) مدل سه عاملی (جهت گیری، رفتار كاوشی، تعهد) با گروه های پرسش از مقیاس رفتار خود كاوشی و مقیاس های رفتار كاوشی گسترده و عمیق كه در عامل پنهان مشابه بارگذاری شدند و (ج) مدل چهار عاملی( جهت گیری، رفتار كاوشی محیط، رفتار خود كاوشی، تعهد) با گروه های پرسش از مقیاس های رفتار كاوشی عمیق و گسترده كه در عامل پنهان مشابه بارگذاری شدند.

چون تمام دانش آموزان مجبور نبودند كه به پرسش هایی درباره ی رفتار كاوشی عمیق و تعهد پاسخ بدهند (بخش روش تحقیق را ملاحظه كنید)، این تحلیل ها می توانست فقط در یك زیرگروه نمونه انجام شود (n= 373). بنابراین، مجموعه ای ثانویه از CFA ها در نمونه ای بزرگتر (n=903) روی سه مقیاس انجام گرفتند كه برای تمام دانش آموزان اجرا شدند (یعنی، جهت گیری به سوی انتخاب، رفتار كاوشی گسترده، رفتار خود كاوشی). برای این تحلیل ها، مدل قیاسی مدلی سه عاملی بود. مشابه تحلیل هلی قبلی، دو مدل جایگزین نیز آزمون شدند (یعنی، مدل تك عاملی و مدل دو عاملی با جهت گیری و رفتار كاوشی به عنوان عوامل پنهان).

تمام CFA ها با نرم افزار LISREL 8.30 (یورسكوگ و سوربوم[53]، 1993) انجام شدند گروه های پرسش به عنوان متغیرهای پیوسته با استفاده از براوردهای ماتریس كوواریانس، ماتریس كواریانس مجانب و ماكزیمم احتمال (ML) تخمین زده شدند. این مدل ها با ML براورد شدند؛ باوجود این خطاهای استاندارد و آماره ی X2 تحت غیر نرمال بودن براورد شدند. آماره ی X2 مقیاس شده ی ساتورا- بنتلر (SBSX2) به عنوان مقیاس برازش مورد استفاده قرار گرفت (جورسكوگ، سوربوم، دو تویت و دو تویت[54]، 1999). براساس هو و بنتلر (1999)، مانده استاندارد شده ی ریشه ی میانگین توان دوم (SRMR)، ریشه میانگین توان دوم خطای تقریب (RMSEA) و شاخص برازش تطبیقی (CFI) نیز به عنوان مقیاس های برازش مورد استفاده قرار گرفتند. آزمون های اختلاف X2 ساتورا – بنتلر(SBSX2∆؛ ساتورا و بنتلر، 1999)) برای آزمون اختلافات در برازش بین مدل های جایگزین و مدل قیاسی به كار برده شد.

برای آزمون اعتبار همگرای مقیاس های SCTI، ما روابط بین مقیاس های ساخته شده و مقیاس های موجود درباره ی تصمیم گیری شغلی را با استفاده از هم بستگی گشتاوری پیرسون بررسی كردیم.

دست آخر، برای بررسی توانایی مقیاس های SCTI جهت تمایز قایل شدن بین كلاس ها و گروه های مختلف با وضعیت های هویت شغلی مختلف (ارزشگذاری گروه های شناخته شده)، مجموعه ای از آنالیزهای واریانس (ANOVA) با كلاس و وضعیت هویت شغلی به عنوان متغیرهای مستقل مربوطه و نمرات برای خرده مقیاس های SCTI به عنوان متغیرهای وابسته اجرا شد. جنسیت دانش آموزان به عنوان متغیر كنترلی در نظر گرفته شد.

نتایج

ارزشیابی پرسش و تحلیل اعتبار

بر اساس چهار معیار برای حذف پرسش مشروحه در بالا، ارزشیابی پرسش در نمونه ی كاوشی نشان داد كه برای مقیاس جهت گیری به سوی انتخاب و مقیاس رفتار كاوشی گسترده هیچ كدام از پرسش های اولیه نباید حذف می شدند. تحلیل ها در نمونه ی تاییدی منجر به نتیجه ای مشابه شد. اگرجه در نمونه ی كاوشی، یك پرسش از مقیاس تعهد، هم بستگی اصلاح شده ی پرسش به كل پرسش ها را برابر 29/0 داشت و حذف این پرسش به افزایش الفا به میزان 01/0 منتهی می شود، اما این مقیاس بدون تغییر باقی ماند چون هم بستگی اصلاح شده ی پرسش به كل پرسش ها در نمونه ی تاییدی بالاتر از 30/0 بود والفا هنگام حذف پرسش افزایش نیافت.

[آلفای كرونباخ برای خرده مقیاس های پرسش نامه ی تكلیف انتخاب رشته در نمونه ی تاییدی و كاوشی]

سه پرسش از مقیاس رفتاری كاوش عمیق دارای هم بستگی پایین اصلاح شده ی پرسش به كل پرسش ها در نمونه ی كاوشی و نمونه ی تاییدی بود و بنابراین حذف شدند. به همین دلیل و به دلیل واریانس پایین، چهار پرسش مقیاس رفتار خود كاوشی حذف شدند. در جدول شماره ی 1، الفاهای كرونباخ به هر مقیاس نهایی داده می شوند. تمام مقیاس ها هماهنگی درونی قابل قبولی را در نمونه ی كاوشی نشان دادند. شاخص های الفای هم بستگی در نمونه ی تاییدی مشابه بودند (ردیف شده بین 71/0 و 90/0).

در هیچ كدام از سه گروه (سانتهای پایه ی 11، ابتدای پایه ی 12، انتهای پایه ی 12)، شواهد برای اثر ترتیبی پرسش نامه ها پیدا نشد. تنها برای مقیاس تعهد، دانش آموزان به صورت معناداری نمرات پایین تری گرفتند، t(37) = 3/02, р< 0/01، زمانی كه مقیاس تعهد ابتدا ارائه شد (نسخه ی B) تا زمانی كه این مقیاس بعد از دیگر مقیاس های تكلیف تصمیمی ارائه شد (نسخه ی A). با وجود این، این اختلاف تنها برای دانش آموزان در انتهای پایه ی 11 و نه برای دو گروه دیگر پیدا شد. بنابراین، تصمیم بر این شد كه نتایج را برای دو پرسش نامه در تمام تحلیل های بعدی تركیب كنیم.

اعتبار سازه

ساختار درونی

برای ارزشیابی ساختار درونی مقیاس ها، تحلیل های عاملی تاییدی (CFA) انجام شدند. مقیاس متغیرهای پنهان با ثابت كردن بارگذاری یك شاخص در عامل مساوی 1 تثبیت شد (جورسكوگ و سوربوم، 1993). پیش از تحلیل ساختار درونی در كل نمونه، CFA در نمونه ی كاوشی و نمونه ی تاییدی جداگانه انجام گرفت (با استفاده از روال زوج-فرد). این تحلیل ها منتهی به شاخص های برازش قابل مقایسه و به نتایج مشابهی همانند تحلیل ها در كل نمونه منتهی شد و بنابراین اینجا گزارش نمی شوند.[55]

[نتایج تحلیل های عامل تاییدی در پرسش نامه ی تكلیف انتخاب رشته (SCTI): شاخص های برازش برای مدل های نسبی]

مدل پنج عاملی مشروحه در بالا (یعنی، جهت گیری، رفتار كاوشی گسترده ی محیط، رفتار كاوشی عمیق محیط، رفتار خود كاوشی، تعهد) برازش مناسبی را نشان داد (براون و كودك[56]، 1993؛ هو و بنتلر، 1999)، همان گونه كه تمام مقیاس های برازش كلی نیز نشان دادند (جدول 2، مدل 1-1). تمام بارگذاری ها روی عوامل پنهان نسبی معنادار بودند (با بارگذاری های عامل استاندارشده بین 56/0 و 91/0 ). تمام ضرایب بین عوامل معنادار بودند (ф از 21/0 [بین رفتار كاوشی گسترده ی محیط و تعهد] تا 70/0 [بین رفتارهای كاوشی عمیق و گسترده ی محیط]، р< 0/01). برازش سه مدل جایگزین ( با فرض چهار، سه یا دو عامل پنهان) از لحاظ معناداری بدتر از برازش مدل پنج عاملی بود (جدول 2)، كه شواهدی را برای تمایز فرضیه سازی شده بین پنج مقیاس SCTI فراهم می كند.

از تحلیل ها در مدل بزرگتر (شامل پاسخگرهایی كه مقیاس رفتار كاوشی عمیق و مقیاس تعهد را پر نكردند) شواهدی برای مدل سه عاملی قیاسی نیز پیدا شد (جدول 2، مدل 1-2). برازش مدل سه عاملی مناسب بود (براون و كودك، 1993؛ هو و بنتلر، 1999). در مدل سه عاملی، تمام بارگذاری ها روی عوامل پنهان نسبی معنادار بودند (بارگذاری های استاندارد شده بین 75/0 و 92/0) و هم بستگی ها بین سه عامل نیز معنادار بودند (1ф = 36/0، 2ф = 40/0، 3ф = 46/0 و р< 0/01). مدل سه عاملی فرضیه سازی شده برازش را بهتری برای داده ها نسبت به مدل های جایگزین یك و دو بعدی نشان داد. به طور خلاصه، CFA به طور كل ساختار درونی مورد انتظار SCTI تایید شد[57]

[هم بستگی های پیرسون بین نمرات برای خرده مقیاس های پرسش نامه ی تكلیف انتخاب رشته (SCTI) و نمرات برای مقیاس های تصمیمی شغلی موجود]

اعتبار همگرا

هم بستگی ها بین نمرات برای چهار خرده مقیاس SCTI و نمرات برای دیگر مقیاس های موجود درباره ی تصمیم گیری شغلی در جدول 3 ارائه می شود. برای هر خرده مقیاس SCTI، هم بستگی هایی كه انتظار می رفت بالاترین باشند، به صورت معناداری بالاتر از هم بستگی های خرده مقیاس های نسبی با دیگر مقیاس های موجود بودند (р < 0/05). همان طور كه فرضیه داده شده بود، مقیاس جهت گیری به سوی انتخاب بالاترین هم بستگی را داشت و به صورت منفی با خرده مقیاس كمبود انگیزه هم بستگی داشت. نمرات در مقیاس رفتار خود كاوشی و دو مقیاس رفتار كاوشی محیطی (یعنی گسترده و عمیق) دارای بالاترین هم بستگی بود و به صورت مثبت به ترتیب با مقیاس SE و خرده مقیاس EE از CES هم بستگی داشت.

ارزشگذاری گروه های شناخته شده: اختلافات بین پایه ها

برای بررسی اینكه آیا نمرات دانش آموزان برای شش تكلیف تصمیمی افزایش می یابد زمانی كه دانش آموزان به آخر دبیرستان حركت می كنند، مجموعه ای از ANOVA ها با پایه و جنسیت به عنوان متغیرهای مستقل در شش خرده مقیاس SCTI انجام گرفتند. نمرات میانگین در مقیا س ها به عنوان تابعی از پایه و جنس در جدول 4 ارائه می شود. تحلیل ها تاثیرات اصلی معنادار پایه روی تمام مقیاس ها به جز مقیاس تعهد را نشان داد. برای جهت گیری به سوی انتخاب و رفتار كاوشی گسترده، اختلافات معناداری بین نمره ها در انتهای پایه ی 11 و نمرات در ابتدای پایه ی 12 بدست آمد. همان طور كه انتظار می رفت، نمرات در این مقیاس ها به صورت معناداری در انتهای پایه ی 11 پایین تر از ابتدای پایه ی 12 بودند. به علاوه، دانش آموزان در ابتدای پایه ی 12 به صورت معناداری نمرات پایین تری در تمام مقیاس های رفتار كاوشی و وضعیت تصمیمی نسبت به دانش آموزان در انتهای پایه ی 12 كسب كردند.

[نمرات میانگین در خرده مقیاس های پرسش نامه ی تكلیف انتخاب رشته (SCTI) به عنوان تابعی از پایه ی تحصیلی و جنسیت ]

دست آخر، در تمام مقیاس ها به جز مقیاس تعهد، اختلافات معناداری بین انتهای پایه ی 11 و انتهای پایه ی 12 بدست آمد، با نمراتی كه برای تكالیف تصمیمی در انتهای پایه 12 بالاتر از انتهای پایه ی 11 بودند.

تحلیل ها تاثیرات اصلی معنادار جنسیت را برای مقیاس جهت گیری به سوی انتخاب ، سه مقیاس رفتار كاوشی و مقیاس وضعیت تصمیمی نشان دادند. پسرها نمرات كمتری را نسبت به دخترها در این مقیاس ها كسب كردند. به علاوه، تاثیرات معنادار تعامل بین پایه ی تحصیلی و جنسیت برای جهت گیری به سوی انتخاب رشته، F(2, 911) = 4.23, p < 0/05، برای رفتار كاوشی گسترده، p < 0/01 F(2, 936) = 5.43,، و برای وضعیت تصمیمی، F(2, 902) = 10.37, p < 0/01 به دست امدند. بازرسی میانگین های سلولی[58] پسران و دختران نشان داد كه اختلاف در جهت گیری به سوی انتخاب بین انتهای پایه ی 11 و انتهای پایه ی 12 برای پسران پایین تر از دختران بود. با احتساب رفتار كاوشی گسترده، دختران هیچ اختلافی را بین انتهای پایه ی 11 و اابتدای پایه ی 12 نشان ندادند در حالی كه پسران افزایش در رفتار كاوشی گسترده را بین این دو نقطه ی زمانی نشان دادند. دست آخر، با احتساب وضعیت تصمیمی، برای دختران افزایش اصلی بین ابتدای پایه ی 12 و انتهای همین پایه اتفاق افتاد در حالی كه این اختلاف برای پسران بین انتهای پایه ی 11 و ابتدای پایه ی 12 حادث شد.

ارزشگذاری گروه های شناخته شده: اختلافات مطابق وضعیت هویت شغلی

مجموعه ای از 4 (وضعیت هویت شغلی) × 2 (جنسیت) ANOVA ها در شش مقیاس تكلیف تصمیمی، تاثیرات اصلی معنادار وضعیت هویت شغلی را روی همه ی مقیاس ها ایجاد كردند (جدول 5 را ملاحظه كنید). همان طور كه انتظار می رفت، دانش آموزانی كه به وضعیت های مهلت قانونی یا پیشرفت دسته بندی شده بودند، نمرات بالاتری را در مقیاس رفتار كاوشی گسترده نسبت به دانش آموزان دسته بندی شده در وضعیت پراكندگی یا سلب مهلت بدست آوردند. با احتساب تعهد به انتخاب نیز فرضیه ها تایید شدند. دانش آموزان در وضعیت پیشرفت و سلب مهلت نمرات بالاتری را در وضعیت تصمیمی و درجه ی تعهد به انتخاب نسبت به دانش آموزان در وضعیت مهلت قانونی و پراكندگی كسب كردند. نتیجه ای قابل ملاحظه این است كه هیچ اختلافی در رفتار كاوشی عمیق بین وضعیت سلب مهلت از یك طرف و وضعیت مهلت قانونی و پیشرفت از طرف دیگر بدست نیامد. برای بررسی بیشتر این یافته، تحلیل ANOVA در تعدادی از رشته هایی اجرا شد كه به صورت عمیق كاوش شده بودند. تاثیر معنادار وضعیت هویت شغلی نشان داده شد، F(3,695) = 39/30, p < 0/01. مقایسه های پست هاك تاكی[59] نشان داد كه دانش آموزان در وضعیت سلب مهلت و پراكندگی رشته های كمتری را به صورت عمیق (با میانگین تعداد به ترتیب 28/1 و 46/1) نسبت به دانش آموزان در وضعیت مهلت قانونی و پیشرفت ( با میانگین تعداد به ترتیب 01/3 و 62/2) كاوش كردند. در مجموع، دانش آموزان در وضعیت سلب مهلت رشته های كمتری را مورد كاوش قرار دادند؛ با وجود این، شدت كاوش عمیق این رشته ها در این وضعیت برابر شدت كاوش عمیق رشته ها توسط دانش آموزان در وضعیت مهلت قانونی و پیشرفت بود. دست آخر، براساس نتایج نشان داده شده در جدول 5 به نظر می رسد كه پراكندگی درباره ی شغل برای همه ی تكالیف تصمیمی دارای نمرات پایین می باشد.

[نمرات میانگین در خرده مقیاس های پرسش نامه ی تكلیف انتخاب رشته (SCTI) به عنوان تابعی از هویت شغلی و جنسیت ]

تاثیرات اصلی جنسیت برای جهت گیری به سوی انتخاب رشته، رفتار كاوشی گسترده، رفتار كاوشی عمیق و وضعیت تصمیمی معنادار بودند و نمرات پسرها كمتر از دخترها بود. تعامل معنادار بین وضعیت هویت و جنسیت برای جهت گیری به سوی انتخاب، F(3,672) = 3/71, р < 0/05، و وضعیت تصمیمی، F(3,667) = 3/17, р < 0/05 به دست آمد. بازرسی میانگین های سلولی پسران و دختران نشان داد كه اختلاف قبلاً ذكر شده بین پسران و دختران برای جهت گیری به سوی انتخاب فقط برای دانش آموزان در وضعیت پراكندگی معنادار نبود. با در نظر گرفتن وضعیت تصمیمی، اختلاف بین پسران و دختران فقط برای دانش آموزان در وضعیت پیشرفت و پراكندگی معنادار بودند.

بحث و نتیجه گیری

یافته ها از تحقیق جاری شواهدی برای اعتبار و اعتبار سازه ی SCTI فراهم كرد. شش خرده مقیاس هماهنگی درونی قابل قبول تا خیلی خوب را نشان دادند چون آلفاهای كرونباخ بین 71/0 و 90/0 قرار گرفتند ( دی ولیس، 1991). در رابطه با اعتبار سازه، نتایج بدست امده از CFA به طور كلی ساختار چندبعدی فرضیه سازی شده ی SCTI را مورد پشتیبانی قرار داد. برازش مدل های قیاسی مناسب بودند و به صورت معناداری بهتر از برازش مدل های جایگزین بودند كه در انها هیچ اختلافی بین تكالیف تصمیمی یا بین اشكال مختلف كاوش پیدا نشد. بنابراین، نتایج به دست آمده از تحقیق جاری هم چنین پشتیبانی تجربی مهمی را برای مدل های نظری ارائه كرد كه در انها تمایز بین تكالیف تصمیمی مختلف و به خصوص بین خود كاوشی و كاوش محیط (مثل، گاتی و همكاران، 1996؛ هارن، 1979؛ استامپ و همكاران، 1983؛ تیدمن و اوهارا، 1963)، و بین كاوش گسترده ی گزینه ها و كاوش عمیق مجموعه ی كاهش یافته ی گزینه ها (مثل، گاتی و آشر، 2001؛ هارن، 1979) به دست امد.

شواهد برای اعتبار همگرا در تحقیق جاری توسط یافتن روابط پیش بینی شده با مقیاس های موجود كاوش شغلی (CES؛ استامپ و همكاران، 1983) و دشواری های اتخاذ تصمیم شغلی (CDDQ؛ گاتی و همكاران، 1996) ارائه شدند. برای چهار مقیاس تكلیف تصمیمی SCTI، هم بستگی هایی كه پیش بینی شده بود بالاترین باشند، به صورت معناداری بالاتر از هم بستگی های دیگر مقیاس های موجود بود.

شواهد اضافی اعتبار سازه توسط دو تحلیل ارزشگذاری گروه های شناخته شده فراهم شدند. در اولین تحلیل، نتایج نشان دادند كه اختلاف های مورد انتظار پایه تحصیلی در مقیاس بسیار زیاد بدست امد. نمرات دانش آموزان دبیرستان در تمام مقیاس ها، به جز درجه ی تعهد به مقیاس انتخاب، افزایش یافتند زمانی كه دانش آموزان به انتهای دبیرستان نزدیك شدند. این نتیجه دوم نشان می دهد در زیر گروه دانش آموزانی كه قبلاً انتخاب اول را انجام داده اند، هیچ اختلاف پایه ی تحصیلی ای در درجه ی تعهد به آن انتخاب وجود ندارد. امكان پذیر می باشد كه برخی از این دانش اموزان بسیار زود به انتخاب رشته شان متعهد باشند. بلو اشتاین، الیس و همكاران (1989) پیشنهاد كردند كه گرایش به تعهد بیش از حد زود به انتخاب شغل ممكن است سطوح پایین تر رضایت و موفقیت در همان انتخاب را پیش گویی كند.

بنابراین تحقیقات بیشتر ی جالب توجه خواهد بود كه رابطه ی بین زمان بندی تعهد به انتخاب شغل و كیفیت انجام انتخاب ( مثل، رضایت انتخاب، ثبات انتخاب، عملكرد) را بررسی كنند.

نتایج هم چنین نشان می دهند كه در فرایند تصمیم گیری اول پیشرفتی در جهت گیری و رفتار كاوشی گسترده ی محیط ایجاد می شود. در واقع، تنها برای این دو تكلیف تصمیمی اختلافی بین انتهای پایه ی 11 و ابتدای پایه ی 12 پیدا شد. برای رفتار كاوشی گسترده ( اما نه برای جهت گیری) به نظر می رسد كه پیشرفت بیشتر طی آخرین سال در دبیرستان ( بین ابتدا و انتهای پایه ی 12) ایجاد می شود. برای رفتار كاوشی عمیق، رفتار خود كاوشی و وضعیت تصمیمی، افزایش نمرات فقط بین ابتدا و انتهای پایه ی 12 ( اما نه پیش از پایه ی 12) پیدا شدند. این نتایج به طور كل با مفهوم فرایند تصمیم گیری شغلی به عنوان فرایندی ترتیبی در یك خط می باشند كه در این فرایند تصمیم گیران از جهت گیری و كاوش گسترده به سوی كاوش عمیق پیش از انجام انتخاب شغلی حركت می كنند. با وجود این، بایستی خاطر نشان شود كه تحلیل های قبلاً گزارش شده در داده های بین بخشی اجرا می شوند. برای گرفتن نتایج قطعی درباره ی ماهیت ترتیبی تكالیف تصمیمی موجود در فراین انتخاب رشته در آموزش عالی، بررسی های طولی به طور قطع مورد نیاز می باشند. تاثیر معنادار پایه ی تحصیلی یافته شده در تقریباً در تمام مقیاس های تحقیق جاری پیشنهاد می كند، همانطور كه مورد انتظار بود، نوجوانان پیشرفت زیادی را در فرایند تصمیم گیری طی سال آخر دبیرستان نشان می دهند.

نتایج ارزشگذاری دوم گروه های شناخته شده، توانایی مقیاس جهت ایجاد تمایز بین گروه ها با وضعیت های هویت شغلی مختلف را نشان می دهد. همان طور كه انتظار می رفت، دانش آموزانی كه با وضعیت پیشرفت یا مهلت قانونی دسته بندی شده بودند نسبت به دانش آموزان موجود در وضعیت سلب مهلت یا پراكندگی رفتار كاوشی گسترده تری را با احتساب محیط رشته شان از خود نشان دادند. به علاوه، دانش آموزان در وضعیت پیشرفت و سلب مهلت پیشرفت تصمیمی و تعهد بیش تری را به انتخاب رشته شان نسبت به دانش آموزان موجود در وضعیت مهلت قانونی و پراكندگی از خود نشان دادند. بنابراین، نتایج نشان می دهند كه SCTI قادر به ایجاد تمایز بین این موارد می باشد: (الف) وضعیت های متعهدانه با وضعیت های غیر متعهدانه، (ب) دو وضعیت عیر متعهدانه از همدیگر، اما هم چنین (ج) دو وضعیت متعهدانه از همدیگر. بنابراین، SCTI بر محدودیت مقیاس های موجود غلبه كرد كه قادر نیتند بین دو وضعیت متعهدانه تمایز قایل شوند. همان طور كه بریسبین و ساویكاس (1994) متذكر شدند، قادر بودن به ایجاد تمایز بین دو وضعیت متعهدانه فرصت های حائز اهمیتی را برای دخالت های منطبق تر مشاوره ی شغلی فراهم می كند.

چندین مولف پیش از این به رابطه ی بین وضعیت هویت (شغلی) و تصمیم گیری شغلی توجه نشان داده اند. با وجود این، این مولفان مقیاس كلی تری مثل مقیاس بی تصمیمی شغلی یا یك تكلیف تصمیمی خاص به عنوان نشانگرهای تصمیم گیری شغلی را مورد استفاده قرار داده اند (مثل، گوئرا و براونگارت- ریكر[60]، 1999؛ ووندراسك، شولنبرگ، اسكوریكوف، گیلسپی و والهیم[61]، 1995). با ایجاد تمایز نظام مند بین تكالیف مختلف موجود در تصمیم گیری شغلی، تحقیق جاری قادر به اصلاح دانش موجود درباره ی رابطه بین وضعیت هویت شغلی و تصمیم گیری شغلی بود. علی الخصوص، تحقیق جاری نشان داد كه، اگرچه وضعیت هویت شغلی با اجرای تمام تكالیف تصمیمی مرتبط بود اما رابطه بین این دو طبق تكالیف تصمیمی خاص بررسی شده متفاوت می باشد.

یافته ها در تحقیق جاری كه دانش آموزان در وضعیت پراكندگی كمترین نمرات در تمام تكالیغ تصمیمی را كسب كردند نشان می دهد كه وضعیت پراكندگی احتمالاً وضعیت هویت با كمترین انطباق می باشد. دیگر یافته های تحقیق با این نظر هماهنگ می باشند. برای مثال، وضعیت پراكندگی رابطه ی بیشتری با بی تصمیمی شغلی و رابطه ای كمتر با فعالیت كاوشی (بلو اشتاین، دی ونیس و كیدنی، 1989؛ گوئرا و براونگارت- ریكر، 1999) و دیگر خصوصیات فردی كمتر منطبق مثل اعتماد به نفس كمتر و استقلال كمتر (مارسیا، 1980) دارد.

اگرچه جنسیت تنها متغیر كنترلی در این تحقیق نبود اما تحلیل ها اختلاف های جنسی جالبی را در اغلب و نه تمام تكالیف تصمیمی نشان دادند كه پسرها عموماً نمرات كمتری را نسبت به دختران نشان دادند. لیونگ و سرافیكا[62](2001) چندین مطالعه را مورد بحث قرار دادند كه اختلاف های جنسیتی در انها وجود نداشت. با وجود این، دیگر مطالعه ها وجود دارند كه دخترها نمرات بالاتری را نسبت به پسرها در مقیاس های مختلف توسعه ی شغلی، سنجش بلوغ شغلی، قطعیت شغلی، برنامه ریزی شغلی یا رفتار خود اكتشافی بدست آوردند (مثل، گاسین و كلی[63]، 1993؛ لوزو[64]، 1995؛ تاویرا، سیلوا، رودریگوئز و مایا[65]، 1998). بدلیل تاثیر افتراقی جنسیت بر طبق نوع تكلیف تصمیمی یافته شده در تحقیق جاری، استفاده از مقیاس های جداگانه برای تكالیف تصمیمی مختلف به جای استفاده از مقیاس جهانی برای قطعیت شغلی یا مطالعه ی فقط یك تكلیف تصمیمی خاص و منزوی هنگام آزمون اختلاف های جنسیتی به نظر حائز اهمیت می رسد. دوباره، این امر اهمیت توسعه ی مقیاسی چندبعدی را نشان می دهد كه در ان تمام تكالیف تصمیمی مرتبط به صورت نظام مند سنجیده می شوند. همان طور كه در تحقیق جاری نشان داده شد، SCTI مقیاسی معتبر می باشد كه می تواند این هدف را محقق كند.

اگرچه نتایج تحقیق جاری اعتبار و اعتبار سازه ی SCTI را مورد پشتیبانی قرار می دهد اما برخی شرایط لازم بایستی ایجاد شوند. اول، ما برخی شواهد برای ثبات بین نمونه ای مدل های معادله ی ساختاری قیاسی را در دست داریم چون این مدل ها مورد آزمون قرار گرفتند و در نمونه ی كاوشی و هم چنین مدل اعتبار سنجی متقابل ثابت شد كه مناسب می باشند. برای ارزشیابی بیشتر ساختار درونی مقیاس های SCTI ، تحقیقات تاییدی بیشتری در دیگر نمونه ها جالب توجه خواهد بود. دوم، آزمون دیگر ویژگی های روان سنجی SCTI، مثل اعتبار آزمون- باز ازمون در دوره زمانی كوتاه یا روایی پیشگویانه جالب خواهد بود. در چندین مدل نظری، فرضیه داده شده است كه مسایل انجام انتخاب ممكن است بدلیل نقصان ها در اگاهی، كاوش یا تعهد طی فرایند تصمیم اتفاق بیافتند (مثل، هارن، 1979). تحقیق درباره ی رابطه بین نمرات در تكالیف تصمیمی و رضایت از انتخاب یا ثبات انتخاب می تواند اطلاعات بیشتری درباره ی روایی پیشگویانه ی SCTI بدست بدهد. سوم، SCTI و دیگر مقیاس های موجود كه برای بررسی اعتبار سازه به كار برده شدند، همگی مقیاس های خودسنجی بودند. با استفاده از دیگر منابع اطلاعات مثل والدین، معلمان و هم سالان كه پیشرفت دانش اموزان در فرایند تصمیم گیری را مورد ارزشیابی قرار می دهند، اطلاعات اضافی حائز اهمیتی درباره ی روایی مقیاس ها ممكن است فراهم شود. این موارد موضوعات مهمی برای بررسی بیشتر باقی می مانند.

علیرغم محدودیت های تحقیق جاری، به نظر می رسد SCTI ابزاری با آتیه برای تحقیقات آتی در فرایند انتخاب رشته در آموزش عالی و برای مشاوره ی شغلی با هدف ایجاد تمایز بین اشكال مختلف دانش اموزانی باشد كه مصمم یا غیر مصمم می باشند.

یادداشت ها

توضیح: یادداشت ها در طول متن در پاورقی ها آورده شده است.

منابع

Athanasou, J. A. (1986). A behavioural checklist of career exploration activities for use in vocational guidance and research: Preliminary study. Behaviour Change, 3, 48-52.

Bartley, D. F., & Robitschek, C. (2000). Career exploration: a multivariate analysis of predictors. Journal of Vocational Behavior, 56, 63-81.

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

Blustein, D. L., Devenis, L. E., & Kidney, B. A. (1989). Relationship between the identity formation process and career development. Journal of Counseling Psychology, 36, 196-202.

Blustein, D. L., Ellis, M. V., & Devenis, L. E. (1989). The development and validation of a two-dimensional model of the commitment to career choices process. Journal of Vocational Behavior, 35, 342-378.

Bollen, K. A. (1989). Structural equations with latent variables. New York: John Wiley.

Bosma, H. A. (1985). Identity development in adolescence: Coping with commitments. Unpublished doctoral dissertation, RUGroningen, The Netherlands.

Bosma, H. A. (1992). Identity in adolescence: Managing commitments. In G. R. Adams, T. P.Gullotta, & R. Montemayor (Eds.), Adolescent identity formation (pp. 91–121). Thousand Oaks,CA: Sage.

Brisbin, L. A., & Savickas, M. L. (1994). Career indecision scales do not measure foreclosure.Journal of Career Assessment, 2, 352-363.

Browne, M. W., & Cudeck, R. (1993). Alternative ways of assessing model fit. In K. A. Bollen & J. S. Long (Eds.), Testing structural equation models (pp. 445–455). Newbury Park, CA: Sage.

Buck, J. N., & Daniels, M. H. (1985). Assessment of career decision making: Manual. Los Angeles:Western Psychological Services.

Campbell, R. E., & Cellini, J. V. (1981). A diagnostic taxonomy of adult career problems. Journal of Vocational Behavior, 19, 175-190.

Crites, J. O. (1973). The Career Maturity Inventory. Monterey, CA: CTB/McGraw-Hill.

Dellas, M., & Jernigan, L. P. (1981). Development of an objective instrument to measure identity status in terms of occupation crisis and commitment. Educational and Psychological Measurement, 41, 1039-1050.

DeVellis, R. F. (1991). Scale development: Theory and applications. Newbury Park, CA: Sage.

Gassin, E. A., & Kelly, K. R. (1993). Sex differences in the career development of gifted youth. School Counselor, 41, 90-95.

Gati, I., & Asher, I. (2001). The PIC model for career decision making: Prescreening, in-depth exploration, and choice. In T. L. Leong & A. Barak (Eds.), Contemporary models in vocational psychology: A volume in honor of Samuel H. Osipow (pp. 6-54). Mahwah, NJ: Lawrence Erlbaum.

Gati, I., Krausz, M., & Osipow, S. H. (1996). A taxonomy of difficulties in career decision making. Journal of Counseling Psychology, 43, 510-526.

Gati, I., Osipow, S. H., Krausz, M., & Saka, N. (2000). Validity of the Career Decision-Making Difficulties Questionnaire: Counselee versus career counselor perceptions. Journal of Vocational Behavior, 56, 99-113.

Gati, I., & Saka, N. (2001a). High school students’ career related decision-making difficulties. Journal of Counseling and Development, 79, 331-340.

Gati, I., & Saka, N. (2001b). Internet-based versus paper-and-pencil assessment: Measuring career decision-making difficulties. Journal of Career Assessment, 9, 397-416.

Goossens, L. (2001). Global versus domain-specific statuses in identity research: a comparison of two self-report measures. Journal of Adolescence, 24, 681-699.

Greenhaus, J. H., Hawkins, B. L., & Brenner, O. C. (1983). The impact of career exploration on the career decision-making process. Journal of College Student Personnel, 24, 495-502.

Guerra, A. L., & Braungart-Rieker, J. M. (1999). Predicting career indecision in college students: The roles of identity formation and parental relationship factors. Career Development Quarterly,47, 255-266.

Harren, V. A. (1979). A model of career decision-making for college students. Journal of Vocational Behavior, 14, 119-133.

Hu, L., & Bentler, P. M. (1999). Cutoff criteria for fit indexes in covariance structure analysis: Conventional criteria versus new alternatives. Structural Equation Modeling, 6, 1-55.

Jepsen, D. A., & Grove, W. M. (1981). Stage order and dominance in adolescent vocational decision-making processes: An empirical test of the Tiedeman-O’Hara paradigm. Journal of Vocational Behavior, 18, 237-251.

Jöreskog, K. G., & Sörbom, D. (1993). LISREL®8: Structural equation modeling with the SIMPLIS command language. Chicago: Scientific Software International.

Jöreskog, K. G., Sörbom, D., du Toit, S., & du Toit, M. (1999). LISREL®8: New statistical features.Chicago: Scientific Software International.

Katz, M. R. (1993). Computer-assisted career decision making. Hillsdale, NJ: Lawrence Erlbaum.

Lacante, M., Lens, W., De Metsenaere, M., Van Esbroeck, R., De Jaeger, K., De Coninck, T., et al. (2001). Drop-out in hoger onderwijs. Onderzoek naar de achtergronden en motieven van drop-out in het eerste jaar hoger onderwijs [Drop-out in higher education. Research on the backgrounds and motives of drop-out in the first year of higher education] (Project OBPWO 98.11). Brussels/ Leuven, Belgium: Vrije Universiteit Brussel/Katholieke Universiteit Leuven.

Leong, F. T. L., & Serafica, F. C. (2001). Cross-cultural perspective on Super’s career development theory: Career maturity and cultural accommodation. In F. T. L. Leong & A. Barak (Eds.), Contemporary models in vocational psychology (pp. 167-206). Mahwah, NJ: Lawrence Erlbaum.

Luzzo, D. A. (1995). Gender differences in college students’ career maturity and perceived barriers in career development. Journal of Counseling and Development, 76, 319-322.

Marcia, J. M. (1980). Identity in adolescence. In J. Adelson (Ed.), Handbook of adolescent psychology (pp. 159-187). New York: John Wiley.

Marsh, H. W., & O’Neill, R. (1984). Self Description Questionnaire III: The construct validity of multidimensional self-concept ratings by late adolescents. Journal of Educational Measurement, 21, 153-174.

Nunnally, J. C., & Bernstein, I. H. (1994). Psychometric theory (3rd edition). New York: McGraw-Hill.

Satorra, A., & Bentler, P. M. (1999). A scaled difference chi-square test statistic for moment structure analysis (UCLA Statistics Series #260). Los Angeles: University of California. Available at http://preprints.stat.ucla.edu/260/chisquare.pdf

Slaney, R. B. (1980). Expressed vocational choice and vocational indecision. Journal of Counseling Psychology, 27, 122-129.

Slaney, B. (1988). The assessment of career decision making. In W. B. Walsh & S. H. Osipow (Eds.), Career decision-making (pp. 33-76). Hillsdale: NJ: Lawrence Erlbaum. Stumpf, S. A., Colarelli, S. M., & Hartman, K. (1983). Development of the career exploration survey (CES). Journal of Vocational Behavior, 22, 191-226.

Super, D. E. (1955). Dimensions and measurement of vocational maturity. Teachers College Record, 57, 151-163.

Taborsky, O. (1994). Het keuzeproces nader bezien. Wat gebeurt er in een optimaal keuzeproces en welke stagnaties kunnen dit proces bedreigen? [The choice process. What happens during an optimal choice process and which stagnations can hinder this process?] In Handboek studie- en beroepskeuzebegeleiding (sect. 1700, pp. 1-15). Alphen a/d Rijn, The Netherlands: Samsom.

Taveira, M, Silva, M. C., Rodriguez, M. L., & Maia, J. (1998). Individual characteristics and career exploration in adolescence. British Journal of Guidance and Counselling, 26, 89-104.

Thompson, A. S., & Lindeman, R. H. (1981). Career Development Inventory: User’s manual. Palo Alto, CA: Consulting Psychologists Press.

Tiedeman, D. V., & O’Hara, R. P. (1963). Career development: Choice and adjustment. Princeton, NJ: College Entrance Examination Board.

Tinsley, H. E. A. (1992). Career decision making and career indecision. Journal of Vocational Behavior, 41, 209-211.

Vondracek, F. W., Schulenberg, J., Skorikov, V., Gillespie, L. K., & Wahlheim, C. (1995). The relationship of identity status to career indecision during adolescence. Journal of Adolescence, 18, 17-29.

Weinstein, C. E., Goetz, E. T., & Alexander, P. A. (1988). Learning and study strategies. Issues in assessment, instruction, and evaluation. San Diego, CA: Academic Press.

[1]– Katholieke Universiteit Leuven, Belgium

[2]– Study Choice Task Inventory

[3]– known-groups validation.

[4]– Gati and Saka

[5]– Blustein, Ellis, & Devenis,

[6]– Brisbin and Savickas

[7]– Gati and Asher,

[8]– Harren

[9]– Lacante et al.

[10]– Stumpf, Colarelli and Hartman

[11]– Brisbin and Savickas

[12]– Tinsley

[13]– Jepsen and Groves

[14]– Campbell and Cellini

[15]– Gati, Krausz, and Osipow

[16]– Taborsky

[17]– Tiedeman and O’Hara

[18]– Tinsley

[19]– Super

[20]– Thompson and Lindeman

[21]– Bartley and Robitschek

[22]– Decisional status

[23]– Degree of commitment

[24]– Blustein, Ellis, et al.

[25]– Buck and- Daniels

[26]– Crites

[27]– Greenhaus, Hawkinss, & Brenner

[28]– Bollen

[29]– DeVellis

[30]– Marcia

[31]– Moratorium status

[32]– Foreclosure status

[33]– Diffusion status

[34]– یادداشت پایان متن: این نمونه با هدف پیگیری طولی اش بزرگتر بود.

[35]– یادداشت پایان متن: پرسش نامه ی تكلیف انتخاب رشته (SCTI) از مولف اول در دسترس می باشد.

[36]– Orientation to Choice

[37]– Self- Exploratory Behaviour

[38]– Katz

[39]– Weinstein, Goetz, & Alexander

[40]– Broad Exploratory Behavior of the Environment, In-Depth Exploratory Behavior of the Environment

[41]– Decisional status

[42]– Slaney

[43]– Commitment

[44]– Bosma

[45]– Vocational identity status

[46]– Dellas and Jernigen

[47]– Goossens

[48]– Kuder-Richardson 20 indexes

[49]– DeVellis

[50]– Nunnally and Bernstein

[51]– Bentler and Chou

[52]– Marsh and O’Neill

[53]– Joreskog and Sorbom

[54]– Jöreskog, Sörbom, du Toit, and du Toit

[55]– یادداشت پایان متن: نتایج این تحلیل ها از مولف اول در دسترس می باشد.

[56]– Browne and Cudeck

[57]– یادداشت پایان متن: گروه های پرسش در CFA بر اساس مقیاس های SCTI با مقیاس های پاسخ متفاوت استوار بود. بنابراین، تحلیل ها درباره ی ماتریس های هم بستگی به جای ماتریس های كوواریانس نیز انجام گرفتند كه اختلافات در تغییر پذیری بین گروه های پرسش مقیاس های مختلف SCTI را حذف كرد. نتایج این تاحلیل ها مشابه نتایج ارائه شده در جدول شماره ی 2 می باشد.

[58]– Cell means

[59]– Post hoc Tukey contrasts

[60]– Guerra and Braungart-Rieker

[61]– Vondracek, Schulenberg, Skorikov, Gillespie and- Wahlheim

[62]– Leong and Serafica

[63]– Gassin and Kelly

[64]– Luzzo

[65]– Taveira, Silva,Rodriguez and Maia

برای کسب اطلاعات بیشتر با شماره 61978088 -021 تماس بگیرید