Generalized self-Efficacy, coping, career Idecision, and vocational choices- f senior High school students in Greece Implications for career Guidance practitioners 2007.  

هدف اصلی این مطالعه بررسی ابعاد تردید شغلی در میان نمونه ای از دانش آموزان دبیرستانی در یونان (N=848) و طبقه بندی دانش‌آموزان این نمونه بر طبق وضعیت تصمیم گیری شغلی در آنها می باشد. هدف دیگر، بررسی رابطه بین گروه های مختلف تصمیم گیری شغلی و خودكارآنوری تعمیم یافته، راهكارهای هماهنگی و علایق شغلی می باشد. نتایج نشان می دهند كه چهار عامل به تردید شغلی كمك می كنند: عدم حضور ساختار، نیاز به هدایت شغلی، پراكندگی علایق و تضاد شخصی. روش خوشه بندی نشان می دهد كه دانش آموزان نمونه می توانند در سه گروه تردید شغلی طبقه بندی شوند: فاقد تردید، امكان كاوش، و فاقد تردید. این گروه ها در تمام چهار عامل تردید شغلی، خودكارآمدی تعمیم یافته، راهكارهای هماهنگی و علایق شغلی از هم متفاوتند. نتایج در چارچوب مشاوره شغلی مورد بحث قرار گرفته اند.

كلمات كلیدی: مشاوره شغلی؛ وضعیت تصمیم گیری شغلی؛ تردید شغلی؛ گروه های تردید شغلی؛ هماهنگی؛ علایق شغلی، متخصصین راهنمایی شغلی

در سال های اخیر، تردید شغلی[1] ساختاری مهم در زمینه روانشناسی شغلی شده است (كلی و لی، 2002). اولین مطالعات مربوط در دهه 1960 انجام شدند و تمایز بین تردید و عدم قاطعیت[2] را مشخص ساختند. این مساله در دو دهه اخیر تغییر یافته است زیرا تلاش ها بر اندازه گیری اجزای تردید شغلی و طبقه بندی دانش آموزان مرددی[3] كه دارای متغیرهای روانشناسی متفاوتی بودند متمركز بود.

(لوكاس و اپرسون، 1990؛ اسلینی، 1988). هدف اصلی این مطالعه بررسی ابعاد تردید شغلی در میان نمونه ای از دانش آموزان دبیرستانی یونانی و طبقه بندی این دانش آموزان برحسب نكاتی كه مربوط به سختی تصمیم گیری می شود می باشد. دومین هدف این پژوهش بررسی رابطه بین گروه های تصمیم گیری شغلی و خودكارآمدی تعمیم یافته[4]، راهكارهای هماهنگی[5] و علایق شغلی می باشد.

تردید شغلی

سازه تردید شغلی توضیح می دهدكه چرا بعضی از افراد درباره انتخاب شغل نامطمئن هستند در حالی كه برخی دیگر كاملا متعهد هستند (وانبرگ و موچینسكی، 1992). پژوهش های حرفه ای در گذشته پیرامون تردید شغلی، بین افرادی كه درباره مشاغل خود تردید دارند و كسانی كه طبیعتا در كل فاقد قاطعیت می باشند تمایز ایجاد می كند (سانتوس و كویمبرا، 2000). تصور می شود كه افرادی كه تردید دارند از مرحله ای تكاملی در حال عبور هستند كه طبیعی و موقتی است (بتز، 1992؛ لوكو، 1994؛ اوسیپو، 1999). از طرف دیگر، افرادی كه فاقد قاطعیت می باشند یك ناتوانی مستمر را در فرایند تصمیم گیری نشان می دهند زیرا یك مشكل روانی (هارتمن، فوكوا و هارتمن، 1983)، یك اختلال احتمالی شخصیتی (كالانان و گرینهاوس، 1992) یا یك ناهماهنگی در شكل گیری شخصیت (گورا و براونگارت – ریكر، 1999) وجود داشته است. به این مشكل اصطلاحا در “تردید تعمیم یافته[6]” گفته می شود. گرچه می توان بین افرادی كه فاقد قاطعیت هستند و كسانی كه دچار تردید می باشند تمایز ایجاد كرد، امروزه محققان پذیرفته اند كه تردید شغلی را باید سازه ای پیچیده و چندبعدی دانست (ووندراسك، هوستتلر، شولنبرگ و شیمیزو، 1990) و اینكه افراد دچار تردید نمایند. گروهی از ویژگی های متجانس نیستند (بتز، 1992؛ چارترند و كمپ، 1991؛ لوكاس و اپرسون، 1990). انعكاس این تحول را می توان در ظهور ابزارهایی مشاهده كرد كه ابعاد مختلف تردید شغلی را ارزیابی می كنند (گافنر و هارلر، 2002؛ گاتی، اوسیپو، كراوسز و ساكا، 2000؛ لارسون، هپنر، هم و دوگان، 1988) و انواع مختلفی از دانش‌آموزان دچار تردید را نشان می دهند (برای مرور به گوردون، 1998 رجوع كنید).

تردید شغلی و خودكارآمدی تعمیم یافته

در دهه گذشته، نقش خودكارآمدی به عنوان تاثیری بنیادین بر تردید شغلی در پژوهش های تجربی مورد تاكید قرار گرفته است. سازه خودكارآمدی كه توسط باندورا (1997) معرفی گردید به قضاوت در خصوص مهارت های انجام موفقیت آمیز یك كار مربوط می شود.

به طور خلاصه، كارآمدی مشاهده شده[7] با تعداد مهارت هایی كه دارید ارتباطی ندارد بلكه به تصور شما درباره آنچه می توانید تحت شرایط مختلف با آنچه دارید انجام دهید مربوط می شود. در چارچوب روانشناسی شغلی، پژوهش های كه بتز و هكت (1986) انجام داده اند، سبب افزایشی در بررسی محتوای انتخاب شغل از چشم انداز خودكارآمدی شده است از جمله بررسی رفتارهای شغلی[8]. یافته های تحقیقاتی اكثرا مفید بودن خودكارآمدی تصمیم گیری شغلی را در پیش بینی تردید شغلی مورد تایید قرار داده اند (بتز، كلین و تیلور، 1996؛ بتز و لوزو، 1996؛ گیاناكوز، 1998).

گر چه تئوری و پژوهش های نامبرده تایید می كنند كه خودكارآمدی با مجموعه عملكردهای متفاوتی ارتباط دارد، برخی از محققان مفهوم تعمیم یافته ای از خودكارآمدی را نیز مطرح نموده اند. این حس خاص از كارآمدی، به یك اطمینان كلی نسبت به توانایی هماهنگی در موقعیت های مشكل یا جدید اشاره دارد (شرر و دیگران، 1982)، بنابراین، خودكارآمدی كلی درصدد ایجاد حسی گسترده و ثابت از لیاقت شخصی در برقراری ارتباط موثر با موقعیت های استرس زا می باشد (شوارزر و شولز، 2000) از جمله تردید شغلی.

تردید شغلی و هماهنگی[9]

تردید شغلی موقعیتی استرس زا تلقی می شود زیرا دربردارنده تنگناها و تضادهایی است كه نتیجه عوامل بین فردی[10]، درون فردی[11] و محیطی می باشند. تعدادی از نویسندگان تردید شغلی را به عنوان موقعیتی استرس زا ارزیابی نمودند و انواعی از دانش آموزان دچار تردید را نشان دادند كه در متغیرهایی از جمله سطوح اضطراب (چارترند و رابینز، 1990؛ لارسون و دیگران، 1988)، استرس عاطفی[12]، آژانس فردی[13] و حل مساله (لارسون و میجرز، 1998) متفاوت بودند. بر طبق نظر  فولكمن و لازارویس (1980)، افراد هنگام رویارویی با واقعه ای استرس زا (یعنی تردید شغلی)،‌ راهكارهای (یا سبك های) هماهنگی را جهت غلبه، كاهش یا تحمل آنچه تعاملات استرس زا ایجاد می كنند (درونی یا خارجی) ایجاد می كنند. این راهكارها دو نقش اساسی دارند: كنترل احساساتی که استرس ایجاد می كنند (هماهنگی احساسات – محور) و انجام كاری كه مشكل ایجاد كنند. اضطراب را بهبود بخشد (هماهنگی مشكل- محور) (بسوگیس،‌2001؛ فولكمن، 1984). گر چه تحقیقات نامبرده چگونگی هماهنگ شدن افراد با تردید شغلی را بررسی نمودند، ارزیابی شیوه های هماهنگ شدن درتردید شغلی به میزان كافی مورد بررسی قرار نگرفته است. جهت ملاحظه این نقص، جالب است كه آن دسته از راهكارهای هماهنگی را بررسی كنیم كه از دانش آموزان مبتلا به تردید شغلی استفاده می كنند.

تردید شغلی و علایق شغلی

در نهایت اینكه، همانطور كه قبلا اشاره شد، مطالعه تردید شغلی بر تشخیص انواع مختلف دانش آموزان مبتلا به تردید متمركز شده است (برای مرور به گوردون، 1998، رجوع كنید). با این وجود، تعداد بسیار كمی از محققان به بررسی علایق شغلی در دانش آموزان مبتلا به تردید شغلی (اسلینی، 1988) یا تفاوت های مربوط به علایق دانش آموزان مبتلا به تردید و فاقد تردید (التون و رز، 1971؛ لونبورگ، 1975) پرداختند، در ادبیات حرفه ای، علایق چیزهای تعریف شده اند كه ما دوست داریم و آنها را لذت بخش می دانیم (هاید و تریكی،‌ 1995؛ سیدیرو پولو دیماكاكو، 2000). آنها از طریق فعالیت هایی كه دنبال می كنیم، چیزهایی كه برای آنها ارزش قائلیم و برایمان جالب، هیجان اور یا چالش زا هستند نمود می یابند. به همین خاطر، علایق تاثیری شگرف بر برنامه های تربیتی و انتخاب های شغلی دارند. بعضی از محققان اهمیت علایق را در تصمیم گیری های شغلی مورد تاكید قرار دادند. بروان و بروكس (1991) تایید می كنند كه ارزیابی علایق به توسعه خودآگاهی[14]، تشخیص دیگر گزینه های شغلی و فرایند تصمیم گیری شغلی كمك می كند. اسپوكان (1998) همچنین چگونگی استفاده از علایق در كشف ابعاد پنهان در تنگناهای تصمیم گیری شغلی را نشان داد. به همین خاطر است كه بررسی رابطه بین تردید شغلی و علایق شغلی در پژوهش حاضر اهمیت زیادی دارد، با توجه به اینكه می تواند به بررسی علاقه كمك كند.

پژوهش حاضر

پژوهش حاضر به 5 سوال می پردازد:

سوال 1:  ابعاد پنهان تردید شغلی برای نمونه ای از دانش‌آموزان دبیرستانی یونانی چیستند؟ در اینجا تلاش می شود پژوهش های پیشین روی تردید شغلی كه آیتم های مقیاس تصمیم شغلی برای تشخیص عاملی را تحلیل می كردند توسعه دهند (CDS؛ اوسیپو، 1987). بر طبق نظریه و پژوهش های پیشین، یك ساختار 4 عاملی پیش بینی شد (اوسیپو، كارنی و باراك، 1976؛ شیمی زو، ووندراسك، شولنبرگ و هوستتلر، 1988؛ ووندراسك و دیگران، 1990).

سوال 2: الگوهای مجزا در مشكلات تصمیم گیری كه در دانش آموزان این نمونه مشترك هستند چیستند؟ ما قصد داریم با استفاده از آیتم های CDS برای تشخیص خوشه ای، كارهایی را كه در گذشته پیرامون انواع تردید شغلی انجام شده است گسترش دهیم (گوردون، 1998). بر طبق سطوح تردید شغلی، انتظار می رود گروه های دانش آموزان در وضعیت تصمیم گیری شغلی خود متفاوت باشند.

سوال 3: آیا بین خودكارآمدی تعمیم یافته كه توسط مقیاس خودكارآمدی كلی (شوارزر و شولز، 2000) اندازه گیری می شود و گروه های خوشه ای[15] تردید شغلی رابطه ای وجود دارد؟ با در نظر گرفتن شوارزر و شولز (2000) پیش بینی نمودیم كه دانش آموزانی كه میزان تردید شغلی در آنها بالاتر است،‌ میزان پایین تری از خودكارآمدی تعمیم یافته را نشان می دهند.

سوال 4: آیا بین گروه های خوشه ای تردید شغلی تفاوتی در شیوه های هماهنگی (كه توسط مقیاس هماهنگی آتن اندازه گیری می شود) وجود دارد؟ با توجه به پژوهش های پیشین (فولكمن و لازاروس، 1980؛ لارسون و میجرز، 1998) پیش بینی نمودیم كه دانش آموزانی كه دارای سطوح بالایی از تردید شغلی می باشند از راهكارهای هماهنگی احساسات بیشتر استفاده می كنند در حالی كه دانش آموزانی كه دارای سطوح پایینی از تردید شغلی می باشند از راهكارهای مشكل – محور استفاده می كنند.

سوال 5: آیا در علایق شغلی كه توسط پرسشنامه علاقه شغلی[16] (هاید و تریكی، 1995) اندازه گیری می شوند، تفاوتی بین گروه های خوشه ای تردید شغلی وجود دارد؟ با توجه به مطالعات پیشین (التون و رز، 1971؛ لونبورگ، 1975؛ اسلینی،‌1988) پیش بینی شد كه گروه های مختلف تردید در دانش آموزان ممكن است از نظر سطوح علایق شغلی از هم متمایز گردند.

روش

شركت كنندگان

شركت كنندگان در پژوهش حاضر، دانش‌آموزانی هستند كه در دو مقطع اخر دبیرستان در ناحیه وسیعتری به نام آتن و پیروس (آتیكا، یونان) ثبت نام نمودند. هجده مدرسه از كاتالوگ رسمی وزارت آموزش و پرورش به طور تصادفی به كار گرفته شدند در این پژوهش، نمونه 848 دانش اموز را در برارد. از میان این دانش‌آموزان 422 نفر (8/49%) مرد و 426 (2/50%) زن بودند. از نظر مقطع تحصیلی 429 (6/50%) دانش آموز در كلاس دوم دبیرستان (17 ساله) و 419 دانش آموز (4/49%) در سوم دبیرستان (18 ساله) بودند. میانگین سن شركت كنندگان 8/16 سال بود (71/0 = SD).

ابزارها

تردید شغلی توسط CDS ارزیابی گردید (اوسیپو، 1987) كه از 18 آیتم تشكیل شده است. كاربرد اصلی CDS اندازه گیری میزان تردید بوده است؛ با این وجود، در ابتدا هدف از ایجاد آن تشخیص انواع تردید بیان شده بود. آیتم های 3 تا 18 نشان دهنده 16 آیتمی هستند كه تردید را اندازه می گیرند (برای مثال، چندین شغل جذابیت یكسانی برای من دارند. انتخاب از میان آنها برایم دشوار است. در حال حاضر نمی توانم انتخاب كنم زیرا نمی دانم توانایی های من چیستند) و آیتم های 1و2 نشان دهنده اطمینان از انتخاب شغلی هستند (برای مثال، شغلی را انتخاب كرده ام و از آن احساس خوبی دارم. علاوه بر آن می دانم چگوه انتخابم را به مرحله اجرا درآورم). پاسخ ها روی طیفی از نوع لیكرت 4 قسمتی از 4 (مثل من) تا 1 (متفاوت از من) ثبت می شوند. برای به دست آوردن یك نمره مقیاس میانگین نمرات آیتم تعیین می گردد (به بخش نتایج توجه كنید). اوسیپو (1987) مطالعاتی را نقل می كند كه برای CDS در سطوح 82/0 و 90/0 برای دو نمونه مجزا از دانشجویان (n=50 و n=59 به ترتیب)،‌ پایایی آزمون – آزمون مجدد را (در طول یك دوره دو هفته ای) تعیین نمودند. اعتبار همزمان و اعتبار سازه در CDS توسط پژوهش هایی كه نشان دهنده روابط مورد انتظار در مقیاس در میان تعدادی از سازه های فرضی بودند، توانایی مقیاس در تمایز گروه های مبتلا به تردید و فاقد تردید و حساسیت مقیاس نسبت به تغییرات مرتبط پس از آزمایشی كه برای كاهش تردید شغلی طراحی شده بود تثبیت شدند (اوسیپو، 1987). پایایی همبستگی درونی در CDS همواره بالا و r در 80 تا 89  بوده است (فوكوا و هارتمن، 1983). در پژوهش شیمیزو و دیگران (1988)، ضریب پایایی، توكر – لوییس برای كل مقیاس 992/. بود. در تحقیق حاضر، همبستگی درونی (آلفای كرونباخ) در CDS، 86/0 بود.

خودكارآمدی تعمیم یافته توسط GSE اندازه گیری شد (جر و سلم و شوارزر 1992) كه شامل 10 آیتم است (برای مثال، هر گاه به اندازه كافی تلاش كنم،‌ می توانم مشكلات سخت را حل كنم. هنگام مواجهه با یك مشكل، معمولا چندین راه حل پیدا می كنم.) كه منطبق با جمعیت یونانی است (گلینو، جرو سلم و شوارتز، 1992). از دانش‌آموزان خواسته شد آیتم ها را روی مقیاس 4 قسمتی لیكرت از 1 (هیچگاه رخ نمی دهد) تا 4 (همیشه رخ می دهد) درجه بندی كنند. نمره نهایی عبارت است از مجموع پاسخ های هر شركت كننده.

ثبات GSE در چندین پژوهش طولی مورد بررسی قرار گرفته است (شوارزر و شولز، 2000). پایایی یك ساله آزمون – آزمون مجدد (ضریب همبستگی پیرسون) كه برای دو نمونه مجزا از دانش آموزان و معلمان ( به ترتیب) از آلمان تخمین زده شده بود، از 55/0 تا 75/0 متغیر بود. جروسلم و شوارزر (1992) در نمونه 23 ملیتی خود، آلفاهای كرونباخ را از 75/0 تا 90/0 گزارش كردند كه اكثریت آنها از 86/0 تا 89/0 بودند. همبستگی درونی (آلفای كرونباخ) برای GSE در بررسی حاضر 77/0 تخمین زده شد. طبق نظر نویسندگان، نتایج تحلیل عاملی نشان داد كه این مقیاس یك بعدی است. نتایج بالا در GSE دارای همبستگی مثبت با احساس مثبت و رضایت كاری بودند. همبستگی های منفی با افسردگی، اضطراب و از پا درآمدن یافت شد (جروسلم و شوارزر،‌1992).

هماهنگی با استفاده از مقیاس هماهنگی آتن كه از 35 آیتم تشكیل می شود اندازه گیری شد (سبوگیس،‌2001). از دانش آموزان خواسته شد روی مقیاس 4 قسمتی لیكرت، از 0 (هرگز) تا 3 (اغلب) میزان استفاده از هر یك از استراتژی های هماهنگی را نشان دهند. استراتژی های هماهنگی عبارتند از: درخواست كمك از خانواده (5 آیتم؛ برای مثال، با والدینم صحبت كردم و از آنها كمك خواستم)، كنترل اجتنابی – احساسی (6 آیتم، برای مثال، شروع كردم به انجام كارهای دیگر تا خودم را سرگرم نگه دارم و به چیزی كه آزارم می داد فكر نكنم)، صرف نظر نمودن (6 آیتم، برای مثال، به این نتیجه رسیدم كه نمی توانم هیچ كاری را انجام دهم)، عقب نشینی (4 آیتم؛ برای مثال، خودم را در اتاقم حسب كردم)،‌ درخواست حمایت از دیگران (4 آیتم؛ برای مثال، از شخصی درخواست كردم كمكم كند)، فراموش كردن (4 آیتم؛ برای مثال، سعی كردم مشكل را فراموش كنم). برای هر عامل، میانگین آیتم های مربوطه، نمره مركب در نظر گرفته می شود. نویسنده ضرایب پایایی را از 59/0 تا 91/0 و پایایی آزمون – آزمون مجدد را (در طول یك دوره 6 هفته ای) از 65/0 تا 91/0 گزارش نمود. در اعتبار همزمان مقیاس، تایید گردید كه این مقیاس (در جهت های نظری مورد انتظار) با مقیاس هایی كه در بردارنده سبك های هماهنگی (از جمله مقیاس هماهنگی برای كودكان و جوانان؛ برود زینسكی و دیگران، 1992) بودند همبستگی داشت. در تحقیقی دیگر همچنین تایید شد كه استراتژی های هماهنگی دارای ارتباطی متوسط با دیگر متغیرهای شخصیتی علاقه از جمله “مركز كنترل داخلی و خارجی” بودند (برای مرور به بسوگیس، 2001 رجوع كنید).

ما همچنین از پرسشنامه علاقه شغلی در خصوص ارزیابی انتخاب های شغلی استفاده نمودیم (هاید و تریكی، 1995) كه با جمعیت یونانی هماهنگ شده بود (سیدیروپولو و پاولوپولوس، 2005)، پرسشنامه علاقه شغلی شامل 150 آیتم در خصوص فعالیت های شغلی بود كه در 15 طبقه شغلی كه نماینده كار هستند جای می گیرند. این طبقات عبارتند از علوم اجتماعی (10 آیتم؛ برای مثال، نوشتن گزارشاتی درباره اینكه افراد چگونه رفتار می كنند)، خدمات اداری (10 آیتم؛ برای مثال، تایپ نمودن با صفحه كلید كامپیوتر)، خدمات بهداشتی (10 آیتم؛ برای مثال، كمك به بیماران)، كشاورزی (10 آیتم؛ برای مثال، كاشتن و مراقبت از درختان)، سرویس دهی به مشتریان (10 آیتم؛ برای مثال، سرو نمودن غذا در یك رستوران)، هنرهای زیبا (10 آیتم؛ برای مثال، كشیدن كاریكاتور برای یك روزنامه)،‌ ریاضیات و علوم (10 آیتم؛ برای مثال، انجام تحقیقات آزمایشگاهی با استفاده از مواد شیمیایی)، كارهای سازندگی (10 آیتم؛ برای مثال، نقاشی خانه ها یا ساختمان ها)، خدمات آموزشی (10 آیتم؛ برای مثال، تدریس موضوعات درسی مدرسه به بچه ها)، خدمات حقوقی (10 آیتم؛ برای مثال، صحبت كردن با افراد درباره حقوق قانونی انها)، حمل و نقل (10 آیتم؛ برای مثال، راندن یك كامیون جهت تحویل كالاها)، فروش (10 آیتم؛ برای مثال، فروش تجهیزات ورزشی)، مدیریت (10 آیتم؛ برای مثال، مدیریت یك هتل)، كارهای دستی (10 آیتم؛ برای مثال، تعمیر جواهرات) و چگونگی عملكرد ماشین آلات (10 آیتم؛ برای مثال، به كار بردن یك اره بزرگ برای بریدن الوار)، پاسخ ها روی مقیاس لیكرت از 1 (خیلی بدم می آید) تا 5 (خیلی دوست دارم) علامت زده می شوند. برای هر طبقه، نمره مركب عبارت است از مجموع آیتم های مربوطه. از نظر همبستگی درونی پرسشنامه، آلفاهای كرونباخ كه برای هر یك از 15 طبقه شغلی محاسبه شدند، رضایت بخش بودند (87/0 تا 94/0). اعتبار همزمان مقیاس در ارتباط با دیگر مقیاس ها كه شامل بیانات كار – فعالیت هستند از جمله نظرسنجی علاقه شغلی (ویراست دوم) بسیاربالاست (رجوع كنید به هاید و تریكی، 1995). برای مثال، خدمات اداری دارای همبستگی 62/0 با مقیاس فرعی خدمات اداری اویس 2 بود؛ و چگونگی عملكرد ماشین آلات با مقیاس فرعی عملكرد ماشین آلات اویس 2، همبستگی 74/0 داشت (پرسشنامه علاقه شغلی؛ گروه روانشناسی، 1995). اعتبار محتوا[17] در پرسشنامه علاقه شغلی نیز رضایت بخش است (گروه روانشناسی، 1995).

روش كار

شركت كنندگان در زمان یكی از كلاس های معمولی پرسشنامه ها را پر كردند. قبل از اجرای ابزارها، به دانش آموان گفته شد كه پاسخ های آنها ناشناس خواهد ماند و تنها برای اهداف تحقیقاتی استفاده خواهد شد. دستورالعمل های كتبی و استاندارد برای هر ابزار فراهم شد و در صورت درخواست، توضیحات شفاهی درباره ابزارها داده می شد. دانش آموزان دارای كد بودند و بنابراین روش كار كاملا ناشناس بود. در پژوهش حاضر، CDS برای اولین بار برای دانش آموزان یونانی به كار گرفته شد. برای استفاده از این ابزار، ما CDS را به زبان یونانی ترجمه كردیم (تمام ترجمه ها توسط اولین نویسنده انجام شد و نویسنده دوم آنها را اصلاح نمود) و یك مترجم انگلیسی زبان و زبر دست ترجمه ها را مجددا به زبان انگلیسی برگرداند.

نتایج

تردید شغلی

تحلیل عاملی مقدماتی. جهت بررسی ابعاد پنهان در تردید شغلی (سوال1)، ساختار عاملی CDS محاسبه گردید. گردش اریب (به جای گردش زاویه قائم) به عنوان روش گردش ترجیح داده شد زیرا انتظار می رفت كه عوامل به دست آمده همبستگی معناداری با یكدیگر داشته باشند (شولنبرگ، شیمیزو، ووندراسك و هوستتلر، 1988؛ شیمیزو و دیگران، 1988). برای استخراج عوامل از معیارهای زیر استفاده شد:

الف) بررسی آزمون شیب[18] برای تعداد عوامل (كتل، 1966)،

ب) مقدار مشخصه[19] بالاتر از (معیار قیصر – گاتمن)،

ج) لااقل دو آیتم با بار ابتدایی بالاتر از 40/0 (گورسوچ، 1988) و

د) قابل تفسیر بودن عامل از نظر محتوا.

یك راه حل 4 عاملی كه 7/55% از كل واریانس را توجیه می كرد یافت شد كه بیشترین هماهنگی را با معیارهای بالا داشت (به جدول 1 رجوع كنید)

جدول 1

پرسشنامه تعمیم شغلی: تحلیل عاملی (N=848)

CDS1 CDS2 CDS3 CDS4
درصد واریانس (7/55%) 00/34 80/7 40/7 50/6
نمره میانگین (SD) 82/1(67/0) 44/2(80/0) 25/2(83/0) 85/1(69/0)
همبستگی درونی – شاخص های پایایی 82/0 65/0 b54/. 50/0
آیتم های CDS M بارهای عاملی (oblique rotation)
10٫ هیچ یك از مشاغلی كه می شناسم برایم ایده آل نیستند. 83/1 58/0 a74/0 16/0 10/. 06/0
5٫ هیچ یك از مشاغلی كه می شناسم برایم جالب نیستند. 55/1 50/0 a72/. 26/0 07/0- 15/0
14٫ نمی دانم علایقم چه هستند. 63/1 50/0 a70/. 14/0- 14/0- 13/0-
13٫ در حال حاضر نمی توانم شغلی را انتخاب كنم زیرا نمی دانم توانایی هایم چه هستند 85/1 51/. a70/. 16/.- 16/.- 07/.-
7٫ احساس می كنم گم شده ام. در حال حاضر اطلاعات كافی برای تصمیم گیری شغلی ندارم. 09/2 60/. a62/. 17/.- 17/. 03/.-
8٫ آنقدر احساس دلسردی می كنم كه دوست دارم فعلا تصمیم گیری درباره شغل را به تعویق بیندازم. 08/2 55/. a61/. 13/.- 11/. 04/.
9٫ در حال آغاز جستجو برای دیگر مشاغل ممكن هستم. 74/1 46/. a54/. 04/. 05/. 28/.
11٫ دوست دارم سریع تصمیمی بگیرم. ای كاش در آزمونی شركت می كردم. 59/2 50/. 39/0 36/.- 19/. 07/.-
12٫ می دانم به چه رشته ای علاقه مندم اما درباره شغل مطمئن نیستم. 73/2 48/. 39/. 31/0- 26/.- 16/.-
18٫ احسای می كنم نیاز به كمك های اضافی در انتخاب دارم 05/20 65/. 02/0 a79/.- 05/. 05/.-
16٫ درباره شغلم مطمئنم اما درباره چگونگی اجرای آن نه 27/2 59/. 09/0- a68/.- 14/.- a56/.
17٫ به اطلاعات بیشتری در خصوص مشاغل نیاز دارم 19/2 58/. 22/. a58/.- 16/. 03/.
15٫ چیزهای زیادی نظر مرا جلب می كنند انتخاب یكی از انها برایم مشكل است 29/2 66/0 21/.- 00/. a86/. 08/.
4٫ انتخاب از میان چند شغل كه علاقه یكسانی به آنها دارم برایم دشوار است 20/2 63/. 08/. 01/.- a77/. 05/.-
6٫ انتخاب من با نظر شخصی كه برایم مهم است در تضاد است 66/1 62/. 03/. 05/.- 08/. a75/.
3٫ اگر مهارت های لازم را داشتم می دانستم چه شغلی را دنبال كنم اما واقعا برایم ممكن نیست 88/1 44/. 27/. 02/0 13/. a49/.

نخستین عامل “عدم حضور ساختار” به ناتوانی فرد در تصمیم گیری اشاره دارد كه عمدتا به سبب فقدان اطلاعات و سردرگمی نسبت به علایق، نگرش ها و توانایی هایش می باشد. این عامل از 7 آیتم تشكیل می شود و 34 درصد از كل واریانس را توجیه می كند. دومین عامل “نیاز به هدایت شغلی” شامل 3 آیتم است كه به نیاز به اطلاعات و راهنمایی می پردازند و 80/7 درصد از واریانس را توجیه می كنند. سومین عامل “پراكندگی علایق[20]” به دشوار بودن تصمیم گیری اشاره داد در هنگامی كه جایگزین های زیادی برای بسیاری از علایق وجود دارد. این عامل خاص از 2 آیتم تشكیل شده است و 40/7% از كل واریانس را توجیه می كند.عامل چهارم “تضاد شخصی” به تردیدهایی اشاره دارد كه به سبب فقدان اطلاعات در خصوص مهارت ها و اعتراضات خارجی همراه با مشكل “چگونه آن را انجام دهیم” ایجاد شده اند (3 آیتم). این عامل 50/6 درصد از كل واریانس را توجیه می كند. همان طور كه انتظار می رفت، همبستگی بین 4 عامل مثبت و از نظر آماری معنادار و از 30/0 (پراكندگی علایق X تضاد شخصی) تا 58/0 (تضاد شخصی X نیاز به هدایت شغلی) متغیر بود. نمرات مركب برای هر عامل با محاسبه نمرات میانگین آیتم های مربوطه به دست آمدند (به جدول 1 نیز توجه كنید).

باید اشاره كنیم كه 2 آیتم اول در مقیاس در تحلیل عاملی گنجانده نشدند زیرا آنها به احساس امنیت در خصوص انتخاب های آكادمیك یا انتخاب های شغلی اشاره دارند؛ بنابراین، آنها “بعدی” به نام “اطمینان” را تشكیل دادند كه به طور جدا تعریف شده بود. این فرایندهای آماری با دستورالعمل های نمره دادن موجود در راهنما منطبق می باشند. R پیرسون محاسبه شد و برابر بود با 54/0 . میانگین پاسخ های این “بعد” 78/2 و انحراف معیار آنها 83/0 می باشد.

تشخیص انواع تردید تحلیل خوشه ای[21]

جهت تشخیص گروه هایی از دانش آموزان كه در وضعیت تصمیم شغلی از هم متفاوت بودند، تحلیل خوشه ای انجام شد (سوال 2).

تحلیل خوشه ای انتخاب شد زیرا روشی ایده آل برای بررسی CDS و كشف انواع عدم قاطعیت شغلی[22] محسوب می شود به این خاطر كه در ابتدا هنگام ایجاد مقیاس، این انواع را در نظر داشتند (ساویكاس و جارجورا، 1991)؛ ممكن است چنین رویكردی در نوع شناسی در خصوص گروه های متجانس از افراد ؟ مورد بررسی قرار گیرد. تحلیل خوشه ای ابزاری است تحلیلی كه بر اساس نمرات مربوط به مجموعه ای از متغیرهای مرتبط، گروه های نسبتا متجانس را تشخیص می دهد (وانبرگ و موچینسكی، 1992) اشاره كرد، تحلیل خوشه ای مناسبترین تكنیك برای پژوهش های مربوط به تردید می باشد با توجه به اینكه نتایج این تكنیك نشاندهنده ایده اصلی ایجاد كنندگان CDS‌ می باشند (یعنی تعدادی از انواع تردید وجود دارند). همان گونه كه بورگن و بارنت (1987) در اثر خود اشاره كردند، تحلیل خوشه ای مناسبترین تكنیك برای این نوع داده می باشد. زیرا واریانس را در داخل خوشه های در حال ایجاد به حداقل می رساند و واریانس را بین خوشه های در حال ایجاد به حداكثر می رساند.

در این تحلیل از روش وارد برای محاسبه الگوریتم خوشه های شركت كنندگان استفاده شد. تشخیص خوشه های مهم با بررسی شكاف های جدی در توزیع ضریب های پراكندگی انجام شد (نورویس 1988) كه نشان دهنده فاصله بین خوشه ها در كل مراحل تحلیل می باشند. چنین شكافی در مرحله انتقالی از 3 خوشه تا 2 خوشه ردیابی گردید. این امر نشان می داد كه 3 خوشه برای طبقه بندی دانش آموزان از نظر عدم قاطعیت شغلی مناسب بودند.

اولین خوشه “فاقد تردید” نامیده شدند.در كل دانش آموزان در این خوشه، بزرگترین میانگین ها را برای اطمینان از شغل و پایینترین سطوح را در تردید شغلی نشان دادند. این خوشه شامل 343 (7/40%) شركت كننده بود. افراد در این خوشه از وضعیت تصمیم شغلی خود احساس خوبی دارند و معتقدند كه می توانند بدون مشكل تصمیم بگیرند. با این وجود آنها ممكن است كه نیاز به اطلاعات شغلی و مشاوره شغلی داشته باشند زیرا در یك مسیر شغلی قرار دارند.

دومین نوع “امكان كاوش” نامیده شد. این خوشه 8/27% از نمونه را تشكیل دادند (n=234) و بالاترین میانگین را در آیتم 15 نشان دادند (علایق زیاد / تصمیم گیری دشوار) زیرا آنها در نمره آیتم 6 با گروه فاقد تردید موافق بودند (شخصی با انتخاب اول مخالفت می كند). اعضای این گروه احساس می كنند كه آنها میزان متوسطی از عدم تردید شغلی را دارند و رویكرد آنها به تصمیمات شغلی رویكردی هنجاری[23] است. آنها ممكن است برای انتخاب از میان گزینه ها، به اطلاعات و درباره چگونگی برخورد با مخالفت معنادار از سوی افراد به حمایت نیاز داشته باشند. این گروه ممكن است از نظر تكاملی مبتلا به تردید تلقی گردند به ویژه در مقایسه با گروه بعدی كه قاطعیت شغلی در آن كمتر است.

دانش آموزان در خوشه سوم پایین ترین میانگین را در اطمینان شغلی و بالاترین میانگین ها را در تردید دارند. اعضای این گروه از وضعیت تصمیم شغلی خود احساس رضایت ندارند و قادر به تصمیم گیری نیستند. آنها نیازمند مداخلات شغلی گسترده ای هستند. بر اساس نمایه پاسخ ها، 265 (5/31%) نفر از دانش اموزان در خوشه سوم “مبتلا به تردید” تشخیص داده شدند.

تفاوت در نمرات عاملی[24] CDS به عنوان تابعی از 3 نوع تردید بالا، در تحلیل چند متغیری از واریانس (MANOVA) تایید گردید كه در آن لاندای ویلكس تنها به 21/0 رسید و F(10,1670) مربوط به آن به  و  و 26/197 رسید. در سطح یك متغیری، همانطور كه در جدول 2 نشان داده شده است، در نمرات میانگین تمام 4 عامل در تردید شغلی تفاوت هایی مشاهده شد. مقیاس های همبستگی[25] مقادیر متوسط تا بالا را نشان داد كه از 30/0 تا حدود 60/0 از واریانس همبستگی را توجیه می كرد.

توزیع 3 نوع تردید شغلی تفاوت معناداری در بین دو نوع جنسیت نداشت،
و . معیار مربع خی[26] رابطه ای معنادار را بین نوع تردید شغلی و مقطع تحصیلی در مدرسه نشان داد، و كه بدین قرار است: درصد خوشه فاقد تردید در میان دانش اموزان سوم دبیرستان (1/45%) از دوم دبیرستانی ها (5/36%) بالاتر بود. از طرف دیگر، تعداد بیشتری از دانش آموزان دوم دبیرستان (5/35%) نسبت به سوم دبیرستان (3/27%) به خوشه مبتلا به تردید تعلق داشتند. خوشه امكان كاوش درصد مشابهی را برای این دو كلاس نشان داد (0/28% و 6/27% برای كلاس های دوم و سوم دبیرستان،‌ به ترتیب).

خودكارآمدی، تابعی از گروه مبتلا به تردید

برای اینكه تعیین گردد كه آیا تفاوت های معناداری در میان گروه های مبتلا به تردید بر اساس GSE وجود دارد یا خیر از تحلیل یك متغیری واریانس (ANOVA) استفاده شد (سوال 3). نتیجه معنادار بود،  و  و 35/94 = (836 و 2)F. به ویژه،‌ گروه فاقد تردید (M=31/30) برای خودكارآمدی تعمیم یافته میانگین بالاتری را نسبت به گروه امكان كاوش نشان داد (M=28/97) كه این گروه نیز به نوبه خود میانگین بالاتری از گروه مبتلا به تردید داشت (M=27/19) )شف)

 

جدول 2

میانگین عوامل در مقیاس تصمیم گیری شغلی (CDS)

در سه گروه از تردید شغلی

خوشه های تردید شغلی
فاقد تردید امكان كاوش مبتلا به تردید
343=n 234=n 265=n
عوامل CDS F(df=2, 839)
عدم حضور ساختار a30/1 b76/1 c56/2 ***87/725 63/.
نیاز به هدایت شغلی a72/1 b52/2 c03/3 ***70/583 42/.
پراكندگی علایق a77/1 c67/2 c43/2 ***06/126 23/.
تضاد شخصی a44/1 b71/1 c24/2 ***73/104 30/.
اطمینان c27/3 b      60/2 a29/2 ***94/150 27/.
توجه: مقیاس درجه بندی از شبیه به من = 4 تا متفاوت از من = 1 امتداد دارد. میانگین هایی كه حرف نوشته شده در زیر آنها یكسان است، در سطح  بر طبق آزمون پست هاك شف تفاوت معناداری ندارند. *، **، ***

 

جدول 3

میانگین عوامل در مقیاس هماهنگی آتن (ACS)

در سه گروه از تردید شغلی

  خوشه های تردید شغلی
فاقد تردید

343=n

امكان كاوش

234=n

مبتلا به تردید

265=n

عوامل ACS F(df=2, 836)
درخواست كمك از خانواده b74/1 ab67/1 a54/1 **51/4 01/.
كنترل اجتنابی – احساسی a46/1 b59/1 b68/1 ***65/9 02/.
صرف نظركردن a86/0 a96/. b12/1 ***69/15 04/.
حل مساله به صورت فردی 14/2 08/2 04/2 **36/3 01/.
عقب نشینی a59/1 a      65/1 b80/1 ***69/9 03/.
درخواست حمایت از دیگران 91/1 92/1 00/2 08/2 01/.
فراموشی 08/2 02/20 01/2 47/1 00/.
توجه: مقیاس درجه بندی از هرگز = 0 تا اغلب = 3 امتداد دارد. میانگین هایی كه حرف نوشته شده در زیر آنها یكسان است، در سطح  بر طبق آزمون پست هاك شف تفاوت معناداری ندارند. *، **، ***

راهكارهای هماهنگی[27]، تابعی از گروه مبتلا به تردید

از طرح MANOVA استفاده شد تا تعیین گردد كه آیا تفاوت های معناداری در میان گروه های مبتلا به تردید بر اساس ACS وجود دارد یا خیر (سوال 4). نتایج MANOVA میزان معناداری را برای لمبدای ویلكس آشكار ساخت

و  و 90/4 = (1660 و 14)F و (92/.)

بنابراین تفاوت های معناداری در راهكارهای هماهنگی مشخص گردید.میزان تاثیر چند متغیری كوچك بود؛ و در سطح یك متغیری از تحلیل، گرچه همانطور كه در جدول 3 ارائه شده است تفاوت هایی در نمرات میانگین پنج راهكار مقیاس هماهنگی (از مجموع 7 راهكار) وجود داشته است، مقیاس های همبستگی در سطح یك متغیری از 04/0 فراتر نمی روند. با این وجود، تفاوت های یافت شده در میان سه گروه تردید شغلی جالب به نظر رسیده و با در نظر گرفتن یافته های بالا مورد بحث قرار گرفته اند.

علایق شغلی، تابعی از گروه مبتلا به تردید

از طرح MANOVA استفاده شد تا تعیین گردد كه آیا تفاوت های معناداری در میان گروه های مبتلا به تردید بر اساس طبقات شغلی پرسشنامه علاقه شغلی وجود دارد یا خیر (سوال 5). نتایج MANOVA میزان معناداری را برای لاندای ویلكس آشكار ساخت  و  و 55/3 = (1644 و 30)F و (88/.)

بنابراین تفاوت های معناداری در طبقات شغلی پرسشنامه علاقه شغلی مشخص گردید. پس از طرح MANOVA از طرح یك متغیری ANOVA  و تضادهای جفتی پست هاك استفاده شد تا همان طور كه در جدول 4 نشان داده شده است، تفاوت های خاص بین جفت گروه ها مشخص گردد. در این جا نیز میزان تاثیر چند متغیری بسیار محدود بود؛ و در سطح یك متغیری از تحلیل، گرچه تفات های معناداری در نمرات میانگین مشاهده شد، مقیاس های همبستگی از 06/0 فراتر نرفتند. تفاوت های یافت شده در میان این سه گروه از تردید شغلی نسبتا در این طرح آشكار می شوند و با توجه به یافته های بالا بحث درباره آنها جالب به نظر می رسد.


جدول 4میانگین طبقات شغلی در پرسشنامه علاقه شغلی

در سه خوشه تردید شغلی
خوشه های تردید شغلی

فاقد تردید

343=n

 

امكان كاوش

234= n

مبتلا به تردید

265=n

طبقات شغلی در پرسشنامه علاقه شغلیMMMF(df=2, 836)
علوم اجتماعیab57/24a13/24b 10/26*27/301/.خدمات اداریa94/17a54/18b88/20***04/1403/.خدمات بهداشتی48/2038/2198/2142/201/.كشاورزیa9/17ab99/18 b72/20***45/802/.سرویس دهی به مشتریa27/15a     38/16b80/18***89/2406/.هنرهای زیباa79/24a 92/24b 97/26**00/501/.ریاضیات و علوم72/2295/2304/2490/201/.كارهای ساخت و سازa 69/12a 97/13b 72/14***99/1002/.خدمات آموزشیa 81/26a 82/21b 14/24***12/702/.خدمات حقوقیab 62/20a 59/19b 97/21*40/301/.حمل و نقلa 64/13a 55/14b 97/16***48/2605/.فروشa 69/16a 73/18c81/20***55/2906/.مدیریتa 09/23ab 49/24b 14/26***42/802/.كارهای دستیa 93/14a 38/15b 52/17***12/1503/.چگونگی عملكرد ماشین آلاتa 64/12a 28/13b 18/15***77/1403/.توجه: مقیاس درجه بندی از خیلی بدم می آید= 1 تا خیلی دوست دارم =5 امتداد دارد. میانگین هایی كه حرف نوشته شده در زیر آنها یكسان است، در سطح  بر طبق آزمون پست هاك شف تفاوت معناداری ندارند. *، **، ***

 

بحث

نتایج پژوهش حاضر نشان می دهند كه چهار عامل در تردید شغلی دانش‌آموزان در یونان موثر بوده اند. تحقیقات اخیر توسط شولنبرگ و دیگران (1988) و شیمیزو و دیگران (1988) راه حلی چهار عاملی را آشكار ساخت  كه مشابه نتایج حاضر می باشد. بر طبق یافته هایمان می پذیریم كه CDS شامل آیتم هایی است كه نشان دهنده تاریخچه متفاوتی از تردید شغلی هستند كه به نظر می رسد به شیوه ای منطبق با هدف مورد نظر این مقیاس در فرهنگ یونان در حال ایفای نقش بوده است. در بافت مشاوره شغلی، تمایز بین سوابق مختلف تردید شغلی كاربردهای مختلفی برای ایجاد مداخلات مناسب (چارترند و رابینز، 1990؛ اوسیپو، 1999) بر طبق نیازهای خاص هر فرد مبتلا به تردید دارد.

یكی از مهمترین سوال های تحقیق كه مورد آزمون قرار گرفته است به طبقه بندی دانش‌آموزان در گروه های مختلف تصمیم گیری شغلی اشاره می كند؛ آنچه مورد حمایت اكثر پژوهشگران تردید شغلی قرار دارد تایید شده است: افرادی كه مبتلا به تردید هستند متجانس نبوده و اشكال چندگانه ای از تردید را نشان می دهند (وانبرگ و موچینسكی، 1992). افراد به سه گروه خوشه ای طبقه بندی شده اند: فاقد تردید، امكان كاوش، و مبتلا به تردید. نمایه گروه فاقد تردید نشان می دهد كه حسی قوی از اطمینان شغلی و تصویری واضح از علایق و استعدادها در این افراد وجود دارد و آنها درباره شغلی كه خواهند برگزید تردیدی ندارند. آنها همچنین هنگامی كه نیاز خود  برای اطلاعات شغلی بیشتر و حمایت را مطرح می كنند بر این امر تاكید می ورزند. پژوهش های سابق كه در بردانده نمایه های مشابه می باشند، شامل نمایه ای فاقد تردید اما نیازمند حمایت (شولنبرگ و دیگران، 1988)، یك نوع فاقد تردید (ساویكاس و جارجورا، 1991) و یك خوشه مطمئن و فاقد تردید (وانبرگ و موچینسكی، 1992) می باشند.

نمایه “امكان كاوش” شامل دانش‌آموزانی است كه از قبل تا حدودی كاوش و بررسی گزینه های احتمالی را شروع كرده اند؛ با این وجود، به نظر می رسد كه در انتخاب كردن از میان چند گزینه مشكل دارند. با توجه به چشم انداز نظریه توسعه شغلی ما تصور می كنیم كه این خوشه در مشخص كردن یك گزینه در مرحله كاوش (كه در آن فرد گزینه ها و برنامه های مختلف را بررسی می كند) و امكان اجرای آنها مشكل دارند (كانتاس و هانتزی، 1991). این خوشه دربردارنده عناصر یك رویكرد یا تشخیص یك گزینه از طریق كاوش های پیشرفته (ساویكاس و جارجورا، 1991)، یا نمایه اولویت ها می باشد (روجوسكی، 1994).

تقریبا یك سوم از دانش آموزان آن نمونه در طبقه مبتلا به تردید جای گرفتند. این دانش‌آموزان یك توسعه نیافتگی را در تمام آن ویژگی های شخصیتی كه با تصمیم های شغلی مرتبطند نشان دادند زیرا آنها در فعالیت های مربوط به توسعه شغل مشكل دارند. طبق پژوهش های پیشین، این خوشه شبیه به انواع سابق تحت عناوین پراكندگی (شولنبرگ و دیگران، 1988)، مبتلا به تردید (كراتیس، 1999) و تردید مزمن (روجوسكی، 1994؛ ساویكاس و جارجورا، 1991) می باشد. طبق نتایجی كه قبلا بیان شد، متوجه می شویم كه یافته های ما انعكاسی از ماهیت چندبعدی تردید شغلی می باشند. ما تایید می كنیم كه گرچه CDS را تنها برای اهداف تحقیقی به كار می بریم، نتایج ما نشان دهنده كارایی آیتم های مقیاس در تشخیص وضعیت تصمیم گیری دانش آموزان در فرهنگ یونانی هستند. به نظر می رسد كه راه حل خوشه ای كه در این تحقیق تعیین شد شباهت های بسیاری (در مقایسه با تحقیقات مرتبط پیشین در ایالات متحده) در نمونه های مختلف نوجوانان و دانشجویان دارد.

نتایج همچنین نشان می دهند كه تفاوت هایی (با سطوح معناداری متفاوت) در میان گروه های مربوط به تصمیم گیری با توجه به متغیرهای زیر وجود دارد: خودكارآمدی، هماهنگی و علایق شغلی. گرچه پژوهش های پیشین تایید می كنند كه خودكارآمدی تصمیم گیری شغلی دارای همبستگی منفی با تردید شغلی است (بتز و دیگران، 1996؛ بتز و لوزو، 1996)، نتایج پژوهش حاضر نشان می دهند كه یك همبستگی منفی با تردید شغلی نیز از تاثیر خودكارآمدی تعمیم یافته ناشی می شود. برای توضیح احتمالی نتایج این  پژوهش، تایید آن را توسط رویكرد تجربی می توان نام برد كه در آن نشان داده می شود كه هر چه فرد به شایستگی خود در كنترل موقعیت های جدید و چالش های رفتاری اطمینان بیشتری داشته باشد (خودكارآمدی تعمیم یافته) (شرر و دیگران، 1982)، می تواند به طور موثرتری با مشكلات بسیار گسترده ای (شوارزر و شولز، 2000) از جمله تردید شغلی سر و كار داشته باشد. این امر بدین معناست كه در بافت مشاوره شغلی اگر مشاوره با فردی كه مبتلا به تردید شغلی است و خودكارامدی پایینی دارد برخورد كند، تلاش مشاوره بر افزایش خودكارآمدی متمركز خواهد شد در حالی كه به او كمك می شود به بررسی فرایند برنامه ریزی شغلی بپردازد (لارسون و میجرز، 1998)، در اینجا متوجه می شویم كه نتایجمان به كاربردهای بین فرهنگی خودكارآمدی كمك می كنند زیرا خودكارامدی در جمعیت های مختلف كاربرد دارد و به تاثیرات محیطی توجه می كند (لیندلی، 2006).

با بررسی تاثیر راهكارهای هماهنگی برای گروه های تردید شغلی مشخص گردید كه دانش آموزان فاقد تردید هنگام مواجهه با رویدادی استرس زا از جمله تردید شغلی بیشتر از راهكار كمك های خانواده سود می برند، در حالی كه دانش آموزان مبتلا به تردید بیش از دانش آموزان فاقد تردید و امكان كاوش از راهكارهایی چون “صرف نظر كردن” و “عقب نشینی كردن” استفاده می كنند. گر چه تفاوت ها از نظر واریانس قابل توجه نیستند، به نظر می رسد كه همبستگی احتمالی تردید شغلی را نشان می دهند. نتیجه گیری اصلی از تحلیل این نتایج، پژوهش فولكمن و لازاروس (1980) و لارسون و میجر (1988) را تایید می كند كه به طور همزمان بسط و توسعه نتایج خود را مجاز می ساختند: ممكن است دانش‌آموزان یونانی فاقد تردید، تردید شغلی را بیشتر یك موقعیت كنترل شده بدانند و از راهكارهای مشكل – محور استفاده كنند زیرا به نظر می رسد كه دانش آموزان امكان كاوش و نیز دانش آموزان مبتلا به تردید قادر به كنترل موقعیت یا چالش های انطباقی كه با آنها مواجه هستند نیستند، حقیقتی كه آنها را به استفاده از راهكارهای احساسات – محور سوق می دهد. تاثیر مهم هماهنگی بر تردید شغلی نشان می دهد كه تمایز بین راهكارهای مشكل محور و احساسات محور و انتخاب مداخلات خاص برای دانش‌آموزانی كه در تصمیم گیری متفاوت هستند اهمیت زیادی دارد. یكی از اهداف اساسی تحقیق حاضر عبارت بود از بررسی سطح علایق شغلی در میان گروه های تردید. نتایج ما تایید می كنند كه دانش آموزان مبتلا به تردید برای تعداد زیادی از علایق شغلی نمرات بالا داشتند، در حالیكه دانش آموزان امكان كاوش علایق شغلی كمتری را نشان دادند و دانش‌آموزان فاقد تردید كمترین میزان از علایق شغلی را نشان دادند و بر علایقی خاص متمركز بودند. بنابراین، یكی از تفاسیر نتایج ما می تواند این باشد كه دانش آموزان مبتلا به تردید با جهان كار تماس محدودتری دارند و بنابراین الگوهای علاقه در آنها از وضوح كمتری برخوردارند. از طرف دیگر، دانش آموزان امكان كاوش و فاقد تردید نمایه ثابت تبری از علایق شغلی دارند و تصمیم آنها وضوح بیشتری دارد. توضیح این نتیجه می تواند با یافته های سانتوس و كویمبراس (2000) بر اساس فرایند روانشناسی بررسی شغل و سرمایه گذاری شغلی مرتبط باشد. بر طبق نظر نویسندگان، تردید شغلی با بررسی شغل و عدم حضور سرمایه گذاری در ارتباط است. بدین طریق، دانش‌آموزان مبتلا به تردید نیاز به مداخله ای دارند كه اطلاعات مربوط به علاقه را در بافت بررسی تجارب جدید افزایش دهد زیرا دانش آموزان فاقد تردید و نیز امكان كاوش نیازمند مداخله ای هستند كه اطلاعات مربوط به علاقه را در بافت تجارب تثبیت نمودن[28] تفسیر می كند.

با این وجود، ما باید به محدودیت های این پژوهش نیز توجه كنیم. یكی از بزرگترین محدودیت های آن منطقه ای است كه نمونه از آن گرفته شد. نمونه تنها از شهر آیتكا در یونان و نواحی حومه ای و روستایی اتخاذ گردید. محدودیت دیگر به محدوده سنی شركت كنندگان مربوط می شود. اندازه مقایسه های مرتبط با راهكارهای هماهنگی و علایق شغلی محدود بوده و به همبستگی های وضعیت تردید شغلی منجر شد. تحقیقات اتی می توانند به ثبات در تردید شغلی با گذشت زمان و تشخیص احتمالی نقاط تغییر و نیز تاثیر مداخلات شغلی در افزایش قاطعیت شغلی بپردازند. در آخر، CDS برای اولین بار برای دانش‌آموزان یونانی به كار گرفته شده است؛ بنابراین ضروری به نظر می رسد كه این مقیاس برای محدوده گسترده تری از جمعیت دانش آموزی اجرا گردد.

منابع

Bandura, A. (1997). Self-efficacy theory. The exercise of control. New York: Freeman.

Besevegis, E. (2001). Stress, stressful situations and coping of children and adolescents. In E. Vassilaki, S. Triliva, & E. Besevegis (Eds.), Stress, anxiety and coping (pp. 29-57). Athens, Greece: Ellinika Grammata. Argyropoulou et al. / Career Indecision 333

Betz, N. E. (1992). Career assessment: A review of critical issues. In S. D. Brown & R. W. Lent (Eds.), Handbook of counseling psychology (2nd ed., pp. 453-484). New York: John Wiley.

Betz, N. E., & Hackett, G. (1986). Applications of self-efficacy theory to understanding career choice behavior. Journal of Social and Clinical Psychology, 4, 279-289.

Betz, N. E., Klein, K. L., & Taylor, K. M. (1996). Evaluation of a short form of the Career Decision-Making Self-Efficacy Scale. Journal of Career Assessment, 4(3), 285-298.

Betz, N. E., & Luzzo, D. A. (1996). Career assessment and the Career Decision-Making Self- Efficacy Scale. Journal of Career Assessment, 4(1), 47-57.

Borgen, F. H., & Barnett, D. C. (1987). Applying cluster analysis in counseling psychology research. Journal of Counseling Psychology, 34, 456-468.

Brodzinsky, D. M., Ellias, M. J., Steiger, C., Simon, J., Gill, M., & Hitt, J. C. (1992). Coping scale for children and youth: Scale development and validation. Journal of Applied Developmental Psychology, 13, 195-214.

Brown, D., & Brooks, L. (1991). Career counseling techniques. Needham Heights, MA: Allyn & Bacon.

Callanan, G. A., & Greenhaus, J. H. (1992). The career indecision of managers and professionals: An examination of multiple subtypes. Journal of Vocational Behavior, 41, 212-231.

Cattell, R. B. (1966). The scree test for the number of factors. Multivariate Behavioral Research, 1, 245-276.

Chartrand, J. M., & Camp, C. C. (1991). Advances in the measurement of career development constructs: A 20-year review. Journal of Vocational Behavior, 39, 1-39.

Chartrand, J. M., & Robbins, S. B. (1990). Using multidimensional career decision instruments to assess career decidedness and implementation. Career Development Quarterly, 39, 166-177.

Crites, J. O. (1969). Vocational psychology. New York: McGraw-Hill.

Elton, C. F., & Rose, H. A. (1971). A longitudinal study of the vocationally undecided male student. Journal of Vocational Behavior, 1, 85-92.

Folkman, S. (1984). Personal control and stress and coping processes: A theoretical analysis. Journal of Personality and Social Psychology, 46, 839-852.

Folkman, S., & Lazarus, R. S. (1980). An analysis of coping in a middle-aged community sample. Journal of Health and Social Behavior, 21, 219-239.

Fuqua, D. R., & Hartman, B. W. (1983). Differential diagnosis and treatment of career indecision. Personnel and Guidance Journal, 62, 27-29.

Gaffner, D. C., & Hazler, R. J. (2002). Factors related to indecisiveness and career indecision in undecided college students. Journal of College Student Development, 43, 317-326.

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.

Giannakos, I. (1998). Patterns of career choice and career decision-making self-efficacy. Journal of Vocational Behavior, 54, 244-258.

Glynou, E., Jerusalem, M., & Schwarzer, R. (1992). Greek version of the General Self-Efficacy Scale. Available at www.RalfSchwarzer.de/

Gordon, V. N. (1998). Career decidedness types: A literature review. Career Development Quarterly, 46, 386-403.

Gorsuch, R. L. (1988). Exploratory factor analysis. In J. R. Nesselroade & R. B. Cattell (Eds.), Handbook of multivariate experimental psychology (2nd ed., pp. 231-258). New York: Plenum.

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.

Hartman, B. W., Fuqua, D. R., & Hartman, P. T. (1983). The predictive potential of the Career Decision Scale in identifying chronic career indecision. Vocational Guidance Quarterly, 32, 103-108.

Hartman, B. W., & Hartman, P. T. (1982). The concurrent and predictive validity of the Career Decision Scale adapted for high school students. Journal of Vocational Behavior, 20, 244-252.

Hyde, G., & Trickey, G. (1995). Career Interest Inventory: Manual. London: Psychological Corporation-Harcourt Brace.

Jerusalem, M., & Schwarzer, R. (1992). Self-efficacy as a resource factor in stress appraisal processes. In R. Schwarzer (Ed.), Self-efficacy: Thought control of action (pp. 195-213). Washington, DC: Hemisphere.

Kantas, A., & Hantzi, A. (1991). Psychology of work. Theories of career development. Athens, Greece: Ellinika Grammata.

Kelly, K., & Lee,W.-C. (2002). Mapping the domain of career decision problems. Journal of Vocational Behavior, 61, 302-326.

Larson, L. M., & Majors, M. S. (1998). Applications of the Coping with Career Indecision Instrument with adolescents. Journal of Career Assessment, 6(2), 163-179.

Larson, L. M., Heppner, P. P., Ham, T., & Dugan, K. (1988). Investigating multiple subtypes of career indecision through cluster analysis. Journal of Counseling Psychology, 35, 439-446.

Lindley, L. R. (2006). The paradox of self-efficacy: Research with diverse populations. Journal of Career Assessment, 14, 143-160.

Lewko, J. H. (1994). The evaluation of career indecision in career development. Canadian Journal of Counselling, 28(4), 281-289.

Lucas, M. S., & Epperson, D. L. (1990). Types of vocational undecidedness: A replication and refinement. Journal of Counseling Psychology, 37(4), 382-388.

Lunneborg, P. W. (1975). Interest differentiation in high school and vocational indecision in college. Journal of Vocational Behavior, 7, 297-303.

Norusis, M. J. (1988). SPSS/PC+ Advanced statistics v2.0. Chicago: SPSS.

Osipow, S. H. (1987). Career Decision Scale manual (Rev. ed.). Odessa, FL: Psychological Assessment Resources.

Osipow, S. H. (1999). Assessing career indecision. Journal of Vocational Behavior, 55, 147-154.

Osipow, S. H., Carney, C. G., & Barak, A. (1976). A scale of educational-vocational undecidedness: A typological approach. Journal of Vocational Behavior, 9, 233-243.

Psychological Corporation. (1995). Career Interest Inventory: Hand-scorable booklet. London: Harcourt Brace.

Rojewski, J. W. (1994). Career indecision types for rural adolescents from disadvantaged and nondisadvantaged backgrounds. Journal of Counseling Psychology, 41, 356-363.

Santos, P. J., & Coimbra, J. L. (2000). Psychological separation and dimensions of career indecision in secondary school students. Journal of Vocational Behavior, 56, 346-362.

Savickas, M. L., & Jarjoura, D. (1991). The Career Decision Scale as a type indicator. Journal of Counseling Psychology, 60, 496-500.

Schulenberg, J. E., Shimizu, K., Vondracek, F. W., & Hostetler, M. (1988). Factorial invariance of career indecision dimensions across junior high and high school males and females. Journal of Vocational Behavior, 33, 63-81.

Schwarzer, R., & Scholz, U. (2000, August). Cross-cultural assessment of coping resources: The General Perceived Self-Efficacy Scale. Paper presented at the First Asian Congress of Health Psychology: Health Psychology and Culture, Tokyo.

Sherer, M., Maddux, J., Mercandante, B., Prentice-Dunn, S., Jacobs, B., & Rogers, R. W. (1982). The Self-Efficacy Scale: Construction and validation. Psychological Reports, 51, 663-671.

Shimizu, K., Vondracek, F. W., Schulenberg, J. E., & Hostetler, M. (1988). The factor structure of the Career Decision Scale: Similarities across selected studies. Journal of Vocational Behavior, 32, 213-225.

Sidiropoulou-Dimakakou, D. (2000). Career guidance & counseling. Athens, Greece: ISS, Inc.

Sidiropoulou-Dimakakou, D., & Pavlopoulos,V. (2005). Career interests of secondary education students with the use of the Career Interest Inventory. Review of Counseling and Guidance, 72-73, 117-134.

Slaney, R. (1988). Expressed vocational choice and vocational indecision. In W. B. Walsh & S. H. Osipow (Eds.), Career decision making (pp. 33-76). Hillsdale, NJ: Lawrence Erlbaum Associates.

Spokane, A. R. (1998). Risk versus reluctance: Understanding an ambivalent entrepreneur. Career Development Quarterly, 46, 370-375.

Vondracek, F. W., Hostetler, M., Schulenberg, J. E., & Shimizu, K. (1990). Dimensions of career indecision. Journal of Counseling Psychology, 37, 98-106.

Wanberg, C. R., & Muchinsky, P. M. (1992). A typology of career decision status. Validity extension of the vocational decision status model. Journal of Counseling Psychology, 39, 71-80.

Winer, J. L. (1992). The early history of the Career Decision Scale. Career Development Quarterly, 40, 369-375.

[1]– Career indecision

[2]– Indecisiveness

[3]– Undecided

[4]– Generalized self – efficacy

[5]– Coping strategy

[6]– Generalized indecision

[7]. Perceived efficacy

[8]– Career – related behavious

[9]– Coping

[10]– Interpersonal

[11]– Intrapersonal

[12]– Affective distress

[13]– Personal agency

[14]– Self – awareness

[15]– Cluster group

[16]– Career Interest Inventory

[17]– Content validity

[18]– Scree test

[19]– Eigenvalue

[20]– Diffusion of Interest

[21]– Cluster analysis

[22]– Career indecisiveness

[23]– Normative

[24]– Factory scores

[25]– Association

[26]– Chi- square

[27]– Coping strategies

[28]– Crystallization

برای کسب اطلاعات بیشتر با شماره 61978088 -021 تماس بگیرید