Cross-Cultural Equivalence of the Career Decision-Making Self-Efficacy Scale-Short Form: An Australian and South African Comparison

پیتر ای. کرید

دانشگاه گریفیث

وندی پاتون

دانشگاه فن اوری کوینلند

مارک بی. واتسون

دانشگاه پورت الیزابت، افریقای جنوبی

مطالعه ی حاضر پایایی[1] ، اعتبار سازه و محتوا[2] و معادل فرهنگی فرم کوتاه مقیاس خود اثر بخشی تصمیم گیری شغلی (CDMSE-SF[3]) را مورد بررسی قرار می دهد. در پاسخ به درخواست ها برای هدایت مطالعاتی با استفاده از مقیاسی با نمونه های دانش اموزان در سنین دبیرستان، داده ها از دو نمونه دانش اموزان دبیرستان جمع اوری شدند: یکی از استرالیا و دیگری از آفریقای جنوبی. یافته ها با تحقیقات پیشین در این مورد مطابقت داشتند که موفق نشدند به 5 عامل دست پیدا کنند. سه عامل در هر نمونه پیدا شدند؛ با وجود این، این عوامل در هر نمونه متفاوت بودند و هم چنین از معیارهای گزارش شده ی در نمونه های دانشجویان کالج در ایالات متحده نیز متفاوت بودند که این امر تفاوت بین فرهنگی در این سازه را نشان می دهد. مولفان تحقیق حاضر پیشنهاد می کنند که نسخه ی صرفه جو تری از CDMSE-SF نیز امکان پذیر است، نسخه ی حاضر به صورت شایسته منابع نظری اش را بازتاب نمی دهد و معادل فرهنگی را نمی توان در نظر گرفت.

واژگان کلیدی: خود اثر بخشی تصمیم گیری شغلی، CDMSE-SF، اعتبار محتوا

تئوری شناختی اجتماعی باندورا[4](1986) پیشنهاد می کند که باورها و اعتماد افراد به قابلیت هایشان برای انجام تکالیف و رفتارهای مشخص به صورت موفقیت امیز (یعنی، انتظارات خود اثربخشی شان) بر انتخاب ها، عملکرد و پایداری در این تکالیف و رفتارها تاثیر می گذارد. بنابراین، اگرچه انتظارات خود اثربخشی پایین منجر به رفتار ممانعتی می شود اما انتظارات خود اثربخشی بالا نزدیک کردن رفتار به رفتارها و تکالیفی خاص را مورد ترغیب قرار خواهد داد. مفهوم خود اثربخشی علاوه بر این پیشنهاد می کند که چگونگی رفتار افراد را می توان به صورت بهتری با باورهایشان درباره ی قابلیت هایشان پیش بینی کرد تا با قابلیت های واقعی شان. بهمین ترتیب، خود اثربخشی به عنوان یکی از مفیدترین مفاهیم شناخته شده از لحاظ نظری، از لحاظ چرایی و از لحاظ عملی محسوب می شود که روانشناسی مدرن تا به حال ارائه داده است (بتز، کلین و تیلور[5]، 1996).

بتز و هاکت[6] (1986) پیشگام کاربرد سازه ی خود اثربخشی در رفتار شغلی بودند. این دو ثابت کردند که باورهای دانشجویان کالج درباره ی قابلیت ها تحصیلی و شغلی شان به صورت معناداری با گستره و نوع گزینه های شغلی مورد نظر این دانشجویان مرتبط می باشد. سطوح بالای خود اثر بخشی تصمیم گیری شغلی بایستی منجر به مشارکت بالای در رفتارها و تکالیف تصمیم گیری شغلی شود، در حالیکه سطوح گایین خود اثربخشی تصمیم گیری شغلی منهی به ممانعت از چنین فعالیت هایی می شود. تحقیقات بعدی کارامدی خود اثربخشی شغلی را به عنوان پیش بین اکتشاف شغلی (بلواشتاین[7]، 1989)، بلوغ شغلی (لوزو[8]، b1995) و ثبات در الگوها شغلی دانشجویان کالج (جیاناکوس[9]، 1999) تعیین کرده اند. اغلب تحقیقات خود اثربخشی شغلی روی دانش اموزان سال سوم تمرکز کرده اند اما در توجه به گسترش «جهت تحقیقات» (لنت[10] و هاکت، 1987، ص 372) توسعه ای به سوی سطوح توسعه ای پیشین موفق نبوده اند. با وجود این، فراتحلیل ها و بازنگری ها همچنان کارامدی سازه ی خود اثربخشی شغلی را در تئوری شغلی (بتز و وویتن[11]، 1997؛ هاکت و لنت، 1992)، مداخلات مشاوره ی شغلی (سولبرگ[12] و همکاران، 1994) و به عنوان پیش بین رفتارها و مقاصد تصمیم گیری شغلی(جیاناکوس، 1999، لنت، براون[13] و هاکت، 1994) مورد تایید قرار می دهند.

اگرچه به نظر می رسد توافق عمومی درباره ی کارامدی سازه ی خود اثربخشی شغلی وجود دارد، امام توسعه ی ابزار مناسب برای سنجش این سازه مسئله برانگیزتر شده است. اوسیپو[14] (1991) بسیاری از چنین سنجش هایی را «خانگی، نامعتبر و دارای پایایی کم و نامعلوم» خوانده است. تیلور و بتز (1983) اولین افرادی به شمار می ایند که سنجش استاندارد 50 موردی خود اثربخشی تصمیم گیری شغلی را توسعه دادند. ساختار منطقی پنج زیر مقیاس متعلق به مقیاس خود اثربخشی شغلی انها (CDMSE) قابلیت های انتخاب شغلی ای را بازتاب می دهد که کریتس[15] (1961) انها را مرتبط با فرایند تصمیم گیری شغلی خوانده است یعنی خود انتقادی دقیق، جمع اوری اطلاعات شغلی، انتخاب هدف، برنامه ریزی هایی برای اینده و حل مشکل.

تحلیل عاملی مولفه های اصلی ([16]PCA) CDMSE توسط تیلور و بتز (1985) در پشتیبانی از پنج عامل مورد پیشنهادشان با شکست روبرو شد. تحلیل های عاملی (FA[17]) بعدی CDMSE یافته های مشابهی را گزارش کردند (پیترسون و دلماس[18]، 1998؛ رابینز[19]، 1985؛ تیلور و پاپما[20]، 1990) و این امر به این پیشنهاد منجر شد که CDMSE می تواند به عنوان معیار تعمیم یافته ای از خود اثربخشی تصمیم گیری شغلی مناسب تر باشد. برخی ناهماهنگی ها درباره ی پیشنهاد دوم به چشم می خورد. برای مثال، بتز و همکاران (1996) در حالیکه کمبود پشتیبانی روان سنجی برای ساختار پنج عاملی CDMSE را می پذیرند اما بحث می کنند که این ساختار عاملی هنوز «چهارچوبی کارا»(ص 56) برای فهم مراحل تصمیم گیری شغلی می باشد. به طرزی مشابه، در توسعه ی فرم کوتاه معیار CDMSE- فرم کوتاه (CDMSE-SF[21]) (بتز و همکاران، 1996)، مولفان بر نیاز به ابقای ساختار منطقی ابزار اصلی برای کارامدی کاربردی و نظری اش تاکید می کنند حتی با وجود اینکه FA این ساختار را مورد حمایت قرار نداده است.

فرم کوتاه 25 موردی با حذف 5 مورد از 10 مورد موجود در هر زیر مقیاس CDMSE توسعه داده شد. این تصمیم براساس چهار معیار استوار بود: مشخص بودن یا محدود بودن محتوایی، هم بستگی هر مورد موجود در زیرمقیاس برابر یا بیشتر از 50/0 بود، بارگذاری مورد در عامل مناسب در FA تیلور و پاپما (1990) و توصیه ای برای بقا براساس تحلیل مقیاس گسسته توسط گاتی، اسیپو و فاسا (1994). بنابراین، CDMSE-SF شامل پنج زیرمقیاس پنج موردی می باشد. نمرات زیر مقیاس ها با جمع پاسخ ها به موارد هر مقیاس محاسبه شده و نمره ی کل برابر با مجموع نمرات پنج زیر مقیاس می باشد.

مطالعات اعتبار و پایایی به صورت گسترده ای بین دانشجویان موجود در سن کالج انجام شده اند. بعلاوه، اگرچه شماری از مطالعات یافته های تحققاتشان را درباره ی CDMSE-SF انتشار داده اند اما داده های پایایی را گزارش نکرده اند (بتز و کلین، 1996؛ لوزو، هیچینگز، رتیش و شومیکر[22]، 1999) و تنها داده های اعتبار به شکل هم بستگی هایی بین معیارها گزارش کرده اند (بتز و کلین، 1996؛ گلوریا و هیرد[23]، 1999). مطالعات با استفاده از CDMSE-SF که داده های پایایی را گزارش کرده اند، نشان داده اند که از پایایی بالایی برخوردار بوده اند. بتز و همکاران (1996) الفاهای زیر مقیاس ها را بین 73/0 و 83/0 و الفای کل را 94/0 در نمونه ی کالج گزارش کرده اند. بتز و وویتن (1997) هم چنین با یک نمونه ی کالج ضرایب پایایی درونی را برای زیرمقیاس ها بین 69/0 و 83/0 و ضریب کلی را 63/0 گزارش کرده اند. گلوریا و هیرد (1999) ضرایب کل 95/0 را برای دانشجویان سفید پوست کالج و 97/0 را برای دانشجویان اقلیت های قومی و نژادی کالج گزارش کرده اند. واتسون، براند، استد و الیس[24] (2001) نمونه ای از دانشجویان دانشگاه افریقای جنوبی را مورد مطالعه قرار داده و تنها یک زیرمقیاس را با پایایی درونی زیر 70/0 و ضریب کل را 91/0 گزارش کرده اند.

مدارک اعتبار با استفاده از فرم کوته CDMSE محدود می باشند. روابط در جهات مورد انتظار بین CDMSE-SF و زیرمقیاس های قطعیت[25] و عدم قطعیت[26] از مقیاس تصمیم شغلی[27] (بتز و همکاران، 1996؛ اسیپو، 1991) و مقیاس هویت شغلی[28] (هولند، جانستون و آساما[29]، 1993) گزارش شده اند. بتز و کلاین (1996) روابط بین معیارهای خود اثربخشی شغلی و خود اثربخشی تعمیم یافته را گزارش کرده اند. بتز و وویتن (1997) هم بستگی های جداگانه ای را برای افراد مونث و مذکر گزارش کرده اند که روابط معناداری بین خود اثربخشی شغلی، انتظارات خروجی شغلی و تحصیلی، مقاصد اکتشافی و عدم قطعیت شغلی وجود داشته است.

تا به امروز، هیچ مطالعه ی روان سنجی ای درباره ی CDMSE-SF در نمونه های دبیرستان منتشر نشده است. تحقیق منتشر نشده ی آلبیون[30] (2000) با دانش اموزان دبیرستانی استرالیا الفهای زیر مقیاس بین 64/0 و 74/0 و الفعی کل 90/0 را گزارش کرده است. داده های آلبیون هم چنین هم بستگی های منفی بین نمرات CDMSE-SF و مشکلات شغلی و عدم قطعیت و رابطه ی مثبت بین CDMSE-SF و رضایت و اعتماد در انتخاب شغلی را نشان می دهند. آلبینو یک رابطه ی معنادار را بین خود اثربخشی برای تکالیف مربوط به شغل و اعتماد دانش اموز به پاسخ دادن به سئوالات درباره ی اطلاعات مربوط به شغل پیدا کرد. کراوس و هافی (1999) از CDMSE-SF به عنوان معیاری برای ارزیابی اثرگذاری مداخله ی دبیرستان بهره گرفتند. هیچ داده ای در مورد پایایی گزارش نشد و یافته های آمیخته درباره ی رابطه ی بین CDMSE-SF و عدم قطعیت شغلی پیدا شدند.

شبیه به کم مطالعات گزارش کننده درباره ی جنبه های روان سنجی CDMSE-SF، تحقیقات بسیار کمی FA را گزارش کرده اند. دو مطالعه ی شناسایی شده با نمونه هایی متشکل از دانشجویان در سن کالج انجام شده اند. بتز و همکاران (1996) راه حل پنج عاملی و دوعاملی را با تبعیت از PCA مورد انجام قرار دادند. در راه حل پنج عاملی، این مولفان تنها دو عامل قوی، اطلاعات شغلی[31] و انتخاب هدف[32]، را پیدا کردند که شامل موارد برنامه ریزی[33] هم بودند. عوامل 3 و 4 شامل موارد حل مسئله[34] و خود ارزیابی[35] و عامل پنجم تنها شامل خود ارزیابی بود. در راه دو عاملی، عامل تصمیم گیری[36] شامل موارد خود ارزیابی، برنامه ریزی و انتخاب هدف بود و عامل جمع اوری اطلاعات[37] موارد حل مسئله و اطلاعات شغلی در بر می گرفت. واتسون و همکاران (2001) از تحلیل عامل تاییدی (CFA[38]) برای تعیین این امر بهره گرفتند که ایا CDMSE-SF پنج زیر مقیاس مورد نظر را برازش می کند. این مولفان گزارش کردند که مدل CFA داده ها را به خوبی برازش نکرد.

در رابطه با مطالعات تحلیل عاملی انجام شده با CDMSE و CDMSE-SF، سه عامل اخلال کننده شایان ذکر می باشند. اول، تمام مطالعات تا به امروز از دانشجویان در سن کالج بهره گرفته اند. این مورد این سئوال را در ذهن ایجاد می کند که تا چه حدی نتایج چنین مطالعاتی را می توان تعمیم داد و تا چه میزان راه حل های عاملی گستره ی پاسخ های احتمالاً یافته شده در بین این جمعیت را به صورت راضی کننده ارائه می دهند. مطالعات بایستی با دانش اموزان در سن دبیرستان انجام بگیرند، موردی که مورد تاکید لوزو (1996) قرار گرفت. دوم، تا به امروز، تحقیقات به طور کل از روال های متعامد[39] برای تعیین راه حل ها بهره گرفته اند. راه حل های متعامد عمل می کنند تا عوامل را محدود کنند تا با یدیگر غیر هم بسته شوند و به احتمال کم مناسب ترین راه حل ها را زمانی پیدا می کنند که عوامل هم بسته باشند. مبنای منطقی برای ساختن CDMSE و CDMSE-SF احتمالاً جهت تولید سازه های مرتبط بوده (تمام زیرمقیاس ها برای سنجش اعتماد در جنبه های مختلف تصمیم گیری شغلی ساخته شده بودند) و هم بستگی های بالا بین موارد گزارش شده است. برای مثال، برای CDMSE-SF، واتسون و همکاران (2001) هم بستگی کل هر مورد را با مقیاس 25 موردی بین 30/0 و 64/0 گزارش کردند که 18 مورد از 25 هم بستگی بیشتر یا مساوی 50/0بودند. مسئله ی سوم مرتبط با مناسب بودن CDMSE برای سنجش بین فرهنگی می باشد. این تصور معمول است که انجام ازمون ها بین فرهنگ های با زبان های مشترک قابل مقایسه بودن نمرات آزمون را امکان پذیر می کند. با وجود این، قابل مقایسه بودن نمرات آزمون را نمی توان آزمون شده قلمداد کرد و این تصور یا فرض احتمالاً مثالی از اشتباه معادل فرهنگی را بازتاب می دهد (هلمز[40]، 1992).

بنابراین، اولین هدف مطالعه ی حاضر بررسی اعتبار محتوایی CDMSE-SF 25 موردی با به کارگیری روال های FA بود. این تحلیل ها روی دو نمونه از دانش اموزان دبیرستان، یک نمونه از دانش اموزان دبیرستان های استرالیا و نمونه ی دیگر از دانش اموزان دبیرستان های افریقای جنوبی، انجام گرفتند. این کار بررسی CDMSE-SF را روی نمونه هایی غیر از دانشجویان کالج، نمونه هایی ناهمگون تر از دانشجویان کالج، نمونه هایی از فرهنگهای متنوع و فرهنگ هایی متفاوت از نمونه های اصلی برای توسعه و تایید این مقیاس امکان پذیر می کرد. تکنیک های تحلیل عاملی روش هایی می باشند که بیشترین کاربرد را برای ارزیابی معادل فرهنگی دانرد چون این تکنیک ها تحلیل ابعاد زیربنایی یک مقیاس را بین فرهنگ ها ممکن می کنند. این تکنیک ها شامل تحلیل عاملی اکتشافی (EFA[41])، استفاده از ضرایب سازگار، هم بستگی های نمره ی عاملی و CFA می باشند (بن-پراث[42]، 1990). این مطالعه با EFA شروع به کار کرد و با در نظر گرفتن گزارش های مرتبط بودن زیر مقیاس های CDMSE-SF، این تحلیل ها با به کارگیری چرخش مورب[43] جهت تعیین راه حل تایید عاملی انجام شدند. هدف دوم از این مطالعه ازمون CDMSE-SF بین فرهنگ ها، جنسیت ها و مقاطع تحصیلی بود. این اطلاعات داده های مفیدی در زمینه ی توسعه ای و بین فرهنگی را فراهم خواهد کرد و آزمون اعتبار محتوایی این مقیاس را براساس توسعه بین مقطع و جنسیت ممکن می کند.

روش تحقیق

شرکت کنندگان

تعداد کل شرکت کنندگان موجود در این تحقیق 979 نفر دانش اموز دبیرستان از پایه های هشتم تا 12 در دو دبیرستان بودند: یکی در بخش جنوب شرقی استرالیا و دیگری در منطقه ی شرقی آفریقای جنوبی. این دو مدرسه به صورت هدفمند انتخاب شدند و هر دو از طبقه ی اجتماعی-اقتصادی و زمینه های جغرافیایی برابر بودند یعنی هر دو مدرسه بیرون از شهر و در شهری متوسط قرار داشتند و هر کدام در منطقه ی از لحاظ اجتماعی-اقتصادی در سطح متوسط از شهزهای خودشان قرار داشتند. بعلاوه، هیچ گروه بندی قومیتی معناداری در هیچ یک از دو نمونه وجود نداشت. این امر ماهیت گسترده ی فرهنگی و قومی استرالیا را می رساند که با انتخاب این مدرسه از افریقای جنوبی مطابقت داشت. 563 نفر دانش اموز (58%) از استرالیا شامل 302 دختر (54%) و 251 پسر (46%) (10 نفر دانش اموز جنسیتشان را مشخص نکردند) مورد مطالعه قرار گرفتند. دانش آموزان استرالیایی میانگین سن 54/15 سال را دارا بودند (انحراف معیار= 44/1) که 110 نفر (20%) در پایه ی 8، 111 نفر (20%) در پایه ی 9، 122 نفر (22%) در پایه ی 10، 125 نفر (22%) در پایه ی 11 و 97 نفر (17%) در پایه ی 12 تحصیل می کردند. 416 نفر دانش اموز (42%) از آفریقای جنوبی که شامل 225 نفر دختر (54%) و 191 نفر پسر (46%) بودند. دانش اموزان افریقای جنوبی میانگین سن 30/15 را داشتند (انحراف معیار= 41/1) که 82 نفر (20%) در پایه ی 8، 95 نفر (23%) در پایه ی 9، 110 نفر (26%) در پایه ی 10، 93 نفر (22%) در پایه ی 11 و 36 نفر (9%) در پایه 12 مشغول به تحصیل بودند.

ابزار تحقیق

دانش اموزان CDMSE-SF (بتز و همکاران، 1996) را تکمیل کردند. از پاسخگران خواسته شد سطح اعتمادشان را در مقیاس لایکرت پنج امتیازی نشان دادند که نقاط انتهایی بدون اعتماد بنفس[44] و اعتماد بنفس کامل[45] بود. اگرچه بتز و همکاران زنجیره ی 10 مرحله ای اعتماد را مورد حمایت قرار دادند اما این زنجیره برای این تحقیق به پنج مرحله کاهش داده شد چون زنجیره ی طولانی تر برای دانش اموزان دبیرستانی پیچیده تشخیص داده شد. این امر بازه ای ممکن را برای مقیاس 25 موردی از 25 تا 125 و برای هر زیرمقیاس از 5 تا 25 را مهیا کرد که نمرات بالاتر نشان دهنده ی اعتماد بالاتری بودند. تغییراتی جزئی در تعداد کمی از موارد در این مقیاس جهت انطباق بهتر با نمونه های استرالیایی و افریقای جنوبی داده شد. برای مثال، کلمه ی رشته[46] که در استرالیا یا افریقای جنوبی متداول نبود، حذف یا با کلمه ی حرفه[47] جایگزین شد. بنابراین، عبارت «رشته یا حرفه ای را انتخاب کنید که بیشترین تناسب را با علایقتان دارد» تبدیل به عبارت «حرفه ای را انتخاب کنید که بیشترین تناسب را با علایقتان دارد» شد. تمام موارد، با نشانگری از زیرمقیاس مربوطه شان، در جدول شماره ی 1 گزارش شده اند. ضرایب پایایی درونی بسیار پیوسته برای کل 25 مورد و برای هر زیر مقیاس گزارش شده است. برای مثال، بتز و همکاران ضریب پایایی درونی 94/0 را برای کل مقیاس و ضرایب از 73/0 تا 83/0 را برای زیرمقیاس ها گزارش کردند. در مطالعه ی حاضر، ضرایب پایایی درونی برای نمونه ی استرالیایی 94/0 (کل مقیاس)، 70/0(زیر مقیاس اطلاعات شغلی)، 77/0 (خود ارزیابی)، 74/0 (انتخاب هدف)، 78/0 (برنامه ریزی) و 75/. (حل مسئله) محاسبه شد. ضرایب متناظر برای نمونه ی افریقای جنوبی به ترتیب 93/0، 74/0، 72/0، 73/0، 79/0 و 70/0 بودند.

روش

فرم های پیمایش شامل CDMSE-SF و پرسیدن سئوال هایی درباره ی سن، مقطع و جنسیت برای دانش اموزان مقاطع 8 تا 12 دبیرستان اجرا شدند که در این تحقیق شرکت کرده بودند. معلمانی که اموزش های لازم درباره ی نحوه ی اجرا را دیده بودن، فرم های پیمایش را اجرا کردند.

نتایج

جهت براورد ساختار عاملی CDMSE-SF، دو مجموعه از EFA ها اجرا شدند. این تحلیل ها به صورت جداگانه برای نمونه های استرالیا و آفریقای جنوبی انجام شدند. برای براورد ساختار عاملی، FA واقعی به جای PCA مورد استفاده قرار گرفت. در FA، هدف تولید دوباره ی هم بستگی ها بین متغیرها با تحلیل واریانس مشترک تنها و منحصر به خطا و واریانس یگانه در مقابل PCA بود که هدفش تشریح وایانس در حد امکان با استفاده از کمترین تعداد مولفه می باشد (تاباچنیک و فیدل[48]، 1996). با استفاده از FA، این عوامل بخش کمتری از واریانس را توضیح دادند اما برازش بهتری بین هم بستگی های مشاهده شده و دوباره تولید شده وجود دارد و این امر زمانی حائز اهمیت می باشد که هدف بیرون کشیدن تمایزهای معنادار بین این عوامل باشد. تمام عوامل با مقدارهای ویژه ی بیشتر از یک چرخش داده شدند. اول، راه حل های اولیه با استفاده از محور اصلی بدست امدند که با چرخش های مورب (واریماکس) عامل یابی شدند. این تحلیل ها چهار عامل را در نمونه ی استرالیایی و چهار عمل را در نمونه ی افریقای جنوبی شناسایی کردند که87/54% و 84/53% واریانس نمونه های مربوطه را توضیح دادند. با وجود این، هر دو راه حل از لحاظ عاملی پیچیده و غیر قابل تفسیر بودند.

برای نمونه ی استرالیایی، 15 مورد بارگذاری های دوگانه و سه گانه ی بزرگتر از 30/0 در بیشتر از یک عامل داشتند؛ برای نمونه ی آفریقای جنوبی، 11 مورد بارگذاری های دوگانه و چهار گانه ی بزرگتر از 30/0 در بیشتر از یک عامل داشتند.

جدول شماره ی 1: باوردهای عاملی محور اصلی از بارگذاری های عاملی مورب (چرخش مایل کمینه ی مستقیم[49]) برای CDMSE-SF 25 موردی برای نمونه های استرالیا و آفریقای جنوبی

این راه حل ها در این مقاله گزارش نمی شوند. دوم، تحلیل های عاملی اصلی با استفاده از محور اصلی انجام شدند که با چرخش مورب (مایل کمینه ی مستقیم) عامل یابی کردند. یک راه حل مورب، که عوامل و متغیرها را با امکان پذیر کردن هم بستگی عوامل بیشتر مختصر می کند، مورد جستجو بود زمانی که مقیاس اصلی برای سنجش مولفه های مرتبط خود اثربخشی تصمیم گیری شغلی توسعه داده شد. چون تمام موارد CDMSE-SF سازه ی کلی مشابهی را مورد سنجش قرار می دهند، امکان پذیر کردن هم بستگی عوامل هیچ مشکل مفهومی یا تفسیری ای را نشان نمی دهد. بارگذاری های عاملی بعد از چرخش مورب در جدول شماره ی 1 آمده است. مقادیر ویژه، درصد واریانس شرح داده شده و هم بستگی های بین عاملی در جدول شماره ی 2 امده اند.

از جدول شماره ی 1، می توان دید که الگوی ساده تری از بارگذاری های عاملی نسبت به الگوی بدست امده برای راه حل مورب اولیه بوجود امده است. موارد بسیار کمی بارگذاری های دوگانه ی بیشتر از 30/0 دارند (پنج مورد در نمونه ی استرالیایی و سه مورد در نمونه ی افریقای جنوبی) و هیچ موردی به صورت مشترک در سه یا چهار عامل بارگذاری ندارد. مورد 15 بارگذاری های ضعیفی در نمونه ی استرالیایی داشته و موارد 14 و 15 بارگذاری های ضعیفی در نمونه ی افریقای جنوبی دارند. این راه حل تقریب بسیار بهتری را از ساختار ساده بدست می دهد. این عوامل خودشان در دو نمونه شبیه می باشند. موارد منتهی شده به عامل 1 در نمونه ی استرالیایی شبیه موارد منتهی به عامل 3 در نمونه ی افریقای جنوبی می باشند. این عامل شامل مواردی از زیر مقیاس های اطلاعات شغلی و انتخاب هدف CDMSE-SF می باشد. این عامل را می توان جمع اوری اطلاعات نامید. این عامل هم گوشی قابل ملاحظه ای با مولفه ای با همان نام شناسایی شده توسط پیترسون و دلماس (1998) دارد. عامل 2 در نمونه ی استرالیایی با عامل 1 در نمونه ی افریقای جنوبی برابری می کند. دوباره، این عامل شامل مواردی از پنج زیرمقیاس اصلی می باشد اما به صورت قوی تری با مواردی از زیرمقیاس های انتخاب هدف و برنامه ریزی CDMSE-SF نشان داده می شود. این عامل با عامل تصمیم گیری شناسایی شده از سوی پیترسون و دلماس هم پوشی داشته و می تواند به صورت مشابه نامگذاری شود. عامل 3 در نمونه ی استرالیایی با عامل 2 در نمونه ی آفریقای جنوبی برابری کرده و عمدتاً شامل مواردی از زیر مقیاس حل مسئله ی CDMSE-SF می باشد. این عامل را می توان حل مسئله نامید. عامل 4 در هر دو نمونه شامل تنها دو مورد می باشند. این موارد در دو نمونه هماهنگ نیستند و عامل 4 بایستی غیر پایا و غیر قابل تفسیر قلمداد شود (تاباچنیک و فیدل، 1996). بنابراین، نتایج محور اصلی FA با چرخش مورب نتایج واضح تر و تا حدودی هماهنگ تری در دو نمونه تولید کرده است. سه عامل شناسایی شدند که جمع اوری اطلاعات، تصمیم گیری و حل مسئله نامگذاری شدند.

علیرغم این تحلیل ها که محتمل ترین ساختار عاملی CDMSE-SF را در هر دو نمونه شناسایی کردند، اهمیت عامل چرخیده شده ی 1 در هر دو نمونه قابل ذکر می باشد. در نمونه ی استرالیایی، عامل 1 با 11 مورد نشان داده می شود و 03/40% از 87/45% واریانس شرح داده شده را توضیح می دهد. در نمونه ی افریقای جنوبی، عامل 1 با 11 مورد نشان داده شده و 46/37% از 84/53% واریانس شرح داده شده را توضیح می دهد. از همه مهم تر، با وجود این، عامل 1 در نمونه ی استرالیایی با عامل 1 در نمونه ی افریقای جنوبی برابری نمی کند (عامل 1 استرالیایی با عامل 3 افریقای جنوبی؛ عامل 1 افریقای جنوبی با عامل 2 استرالیایی برابری دارند).

جدول شماره ی 2: مقادیر ویژه، درصد واریانس شرح داده شده و هم بستگی های بین عاملی برای CDMSE-SF 25 موردی نمونه های استرالیایی و افریقای جنوبی

این یعنی عامل اصلی مورد ظهور در نمونه ی استرالیایی همان سازه ای را مورد سنجش قرار نمی دهد که عامل اصلی در نمونه ی افریقای جنوبی مورد سنجش قرار داده بود. بعلاوه، این موارد برای هر یک از این عوامل از بین پنج زیر مقیاس این معیار بیرون کشیده می شوند. نمرات عاملی CDMSE-SF بدست امده در استرالیا احتمالاً سازه های متفاوتی را نسبت به نمرات CDMSE-SF بدست امده در افریقای جنوبی بازتاب می دهند.

تفاوت های بیشتر بین فرهنگی را می توان در جدول شماره ی 2 شناسایی کرد. عامل اصلی در نمونه ی استرالیایی (عامل 1) به صورت مثبتی با دو عامل فرعی (عوامل 2 و3) هم بستگی دارد در حالی که دو عامل فرعی خودشان نیز با همدیگر هم بستگی مثبت دارند. در نمونه ی آفریقای جنوبی، عامل اصلی (عامل 1) با یکی از عوامل فرعی (عامل 2) هم بستگی دارد اما با عامل فرعی دیگر (عامل 3) هم بستگی منفی داشته و دو عامل فرعی با همدیگر هم بستگی منفی دارند. بنابراین، نه تنها عوامل اصلی در دو نمونه سازه های متفاوتی را نشان می دهند، بلکه این سازه ها روابط متفاوتی با دو عامل فرعی شان به ترتیب دارند. نکته ی اخر در مورد جدول شماره ی 2، هم بستگی های بالا بین این عوامل برای هر دو نمونه کارامدی چرخش مایل کمینه نسبت به چرخش مورب به عنوان راه حل بهینه برای CDMSE-SF را تایید می کند.

نکاتی را می توان از این تحلیل ها ابراز کرد. اول، هیچ ساختار زیربنایی ساده ای برای CDMSE-SF نه در مورد استرالیایی و نه در مورد افریقای جنوبی ظاهر نشد. دوم، ساختارهایی که ظاهر نشدند، یه صورت قابل ملاحظه ای در دو نمونه ملی متفاوت بودند. سوم، هیچ ساختار ظاهر شده ای به ساختار زیربنایی گزارش شده از سوی بتز و همکاران (1996) نزدیک نبود زمانی که انها این فرم کوتاه از این مقیاس را در نمونه ی کالج امریکایی توسعه دادند. با در نظر گرفتن نتایج غیر همگرا از این تلیل های اکتشافی، تحلیل های بیشتر معادل فرهنگی پیشنهاد شده از سوی بن-پراث (1990) انجام نشدند.

خلاصه ی داده ها برای CDMSE-SF برای هر دو مدرسه در جدول شماره ی 3 امده است. برای بررسی تغییرات توسعه ای بین دو مدرسه، یک تحلیل تک متغیر واریانس (ANOVA[50]) با نمره ی کل CDMSE-SF به عنوان متغیر وابسته و جنسیت (مذکر و مونث)، پایه ی تحصیلی (مقاطع 8 تا 12) و مدرسه (استرالیا و آفریقای جنوبی) به عنوان متغیرهای مستقل انجام شد. نتایج این ANOVA نتایج معناداری را برای تاثیرات اصلی مدرسه، 001/0> ρ، 32/32= (949و1)F، و پایه ی تحصیلی، 001/0> ρ، 26/6= (949و4)F تولید کرد. هیچ عامل اصلی معناداری برای جنسیت پیدا نشد، هیچ تاثیرات تعامل معنادار دو طرفه یا سه طرفه ای یافت نشد. زمانی که تاثیر اصلی برای مدارس مورد بررسی قرار گرفت، دانش اموزان افریقای جنوبی از نظر معناداری سطوح بالاتری از CDMSE-SF را نسبت به دانش اموزان استرالیایی برای پایه های 8 تا 11 و به طور کل گزارش کردند. هیچ تفاوت معناداری برای پایه ی 12 پیدا نشد. این تفاوت ها نمرات بالاتر CDMSE-SF را برای دانش اموزان مونث افریقای جنوبی در پایه های 8، 9 و 11 و به طور کل و نمرات بالاتر برای دانش اموزان مذکر افریقای جنوبی در پایه های 9، 10، 11 و به طور کل نشان دادند. جدول شماره ی 3 را برای نمرات t و سطوح معناداری ملاحظه بکنید. زمانی که تاثیر اصلی برای پایه ی تحصیلی مورد بررسی قرار گرفت، نمرات CDMSE-SF برای پایه ی تحصیلی 12 هر دو مدرسه به صورت معناداری بالاتر از نمرات پایه های 8 و 9 (01/0> ρ) هر دو مدرسه بود. نتایج برای دانش اموزان استرالیایی با این نتایج ترکیبی دو مدرسه سازگاری داشت (به ترتیب، 01/0> ρ و 001/0> ρ). هیچ تفاوتی بین مقاطع تحصیلی برای دانش اموزان افریقای جنوبی یافت نشد.

جدول شماره ی 3: خلاصه ای از داده ها برای دانش اموزان استرالیایی، افریقای جنوبی و کل شرکت کنندگان براساس مدرسه، پایه ی تحصیلی، جنسیت در CDMSE-SF

بحث و نتیجه گیری

از جنبه ی مثبت، این مطالعه قادر بود تایید کند که CDMSE-SF هنگام استفاده با دانش اموزان در سن دبیرستان در دو نمونه ی ملی دارای پایایی درونی بالایی بود. پایایی های درونی با استفاده از 25 مورد کامل هر دو بالاتر از 90/0 بود. ضرایب پایایی درونی برای هر یک از پنج زیرمقیاس در دو نمونه همگی متوسط رو به بالا بودند. این نتایج با داده های پایایی گزارش شده در نمونه هایی از دیگر فرهنگ ها و از دیگر گروه های سنی هماهنگ بود (بتز و همکاران، 1996؛ بتز و وویتن، 1997؛ گلوریا و هیرد، 1999).

با وجود این، علیرغم این پایایی های بالای کل و زیرمقیاس، نتایج EFA نشان می دهند که CDMSE-SF بسادگی پنج بعد مطرح شده از سوی کریتس (1961) یعنی خود ارزیابی دقیق، جمع اوری اطلاعات شغلی، انتخاب هدف، برنامه ریزی هایی برای اینده و حل مسئله را بازتاب نمی دهد. بلکه، شواهد بدست امده از این مطالعه این است که CDMSE-SF سه عامل غیرقابل تفسیر جمع اوری اطلاعات، تصمیم گیری و حل مسئله را بازتاب می دهد. مطالعات تحلیل عاملی پیشین نیز در پشتیبانی از پنج عامل CDMSE-SF با نمونه های کالج ناموفق بودند (بتز و همکاران، 1996؛ بتز و وویتن، 1997؛ گلوریا و هیرد، 1999) که به توصیه های یکسانی منتهی شده بود: این مقیاس تنها به عنوان معیار کلی خود اثربخشی تصمیم گیری به کار برده شود.

برای نمونه های حاضر، موارد برای سه عامل شناسایی شده از پنج زیر مقیاس CDMSE-SF استخراج شده بودند. برای مثال، در عامل 1 از نمونه ی استرالیایی، تمام زیرمقیاس ها از یک یا سه مورد به این عامل اضافه شده بودند. شواهد موجود، که هم چنین با تحقیقات پیشین هماهنگ می باشند (مثل، بتز و همکاران، 1996)، این توصیه را بیشتر مورد حمایت قرار می دهند که CDMSE-SF به بهترین نحو می تواند معیاری کلی از خود اثربخشی تصمیم گیری باشد نه معیاری که بتوان ان را با استفاده از پنج زیرمقیاس مطرح شده تحلیل کرد.

اگرچه تحقیق حاضر سه عامل را برای هر یک از دو نمونه ی ملی پیدا کرد اما این عوامل برای نمونه ی استرالیایی نزدیک به نمونه ی افریقای جنوبی نبودند. هر نمونه عامل غالبی را تولید کردند که بخش اعظمی واریانس شرح داده شده را توضیح می داد اما این دو عامل اصلی در نمونه ها همانگ نبودند. یعنی، شواهد برای تحلیل های اکتشافی نشان دادند حتی با وجود اینکه این سه عامل در هر نمونه دارای هم بستگی بالایی بودند، این عوامل از لحاظ فرهنگی متفاوت بودند. بعلاوه، بایستی تکرار شود که این ساختارها برای هر دو نمونه ی استرالیایی و افریقای جنوبی با ساختار پیدا شده برای نمونه های کالج آرمیکایی ناهماهنگ بودند (بتز و همکاران، 1996). این یافته ها کاربردهای مهمی برای تحقیقات خود اثربخشی بین فرهنگی دارند و سئوالاتی را درباره ی کارامدی CDMSE-SF حتی به عنوان یک معیار کلی از خود اثربخشی تصمیم گیری با این نمونه های ملی و گروه های سنی ایجاد می کنند. اول، برای بررسی معادل بین فرهنگی CDMSE-SF (و به صورت ضمنی CDMSE) مورد استفاده در خارج از آمریکا تحقیقات بیشتری نیاز می باشد. این کار با به کارگیری این مقیاس در کشورهای غیر انگلیسی امریکایی زبان و هم چنین غیر انگلیسی زبان انجام شود. دوم، معادل بین فرهنگی هم چنین بایتی در نظر گرفته شود زمانی که محققان خود اثربخشی تصمیم گیری را در محدوده های ملی خارج از ایالات متحده بررسی می کنند. لونر[51] (1981) چهار نوع از معادل فرهنگی را مطرح کرد: کارکردی، مفهومی، روان سنجی و زبانشناختی. براساس شواهدی از این مطالعه، که معادل روان سنجی را مورد بررسی قرار داد، معادل فرهنگی برای CDMSE-SF بین ایالات متحده و استرالیا/افریقای جنوبی و بین استرالیا و افریقای جنوبی را نمی توان در نظر گرفت.

هم چنین می توان نتیجه گیری کرد که تعدادی از موارد در CDMSE-SF ممکن است اضافه باشند و اینکه معیار صرفه جو تری از معیار حاضر نیز امکان پذیر است. در نهایت، CDMSE و CDMSE-SF برای بازتاب دادن پنج قابلیت انتخاب شغلی ساخته شدند که کریتس (1961) پیشنهاد کرد مرتبط با فرایند تصمیم گیری شغلی می باشند. نتایج حاصله از این مطالعه نشان می دهند که هر پنج قابلیت به صورت بسنده ای در CDMSE-SF بازتاب داده نمی شوند. به خصوص، انتخاب هدف و خود ارزیابی دقیق به صورتی مقتضی در این مقیاس بازتابانده نمی شوند. این امر بازنگری خود این مقیاس را ادعا می کند تا این قیاس بتواند به نحو بهتری این دو بعد را پوشش دهد. این امر هم چنین ادعا می کند که به صورت موقت، محققان بایستی هنگام بررسی خود اثربخشی تصمیم گیری شغلی، مقیاس های قابلیت خود ارزیابی دقیق و انتخاب هدف را همراه با CDMSE-SF بیاورند. تنها بدین طریق پنج بعد کامل در نظر گرفته می شوند.

زمانی که CDMSE-SF بین فرهنگ ها، جنسیت ها و مقاطع تحصیلی مورد بررسی قرا گرفت، هیچ اختلافی بین دانش اموزان مذک و مونث مشاهده نشد. برخی از تحقیقات جدید (مثل، لوزو، a1995، پاتون و کرید، 2001؛ راجوسکی، ویکلین و شل[52]، 1995) یافته اند که افراد مونث سطوح بالاتری از بلوغ شغلی را نسبت به افراد مونث از خود نشان می دهند. این امر می توان مسئله ای برای اعتبار[53] CDMSE-SF می باشد چون در صورتی که زنان جوان دارای بلوغ شغلی بالاتری نسبت به مردان جوان باشند، انگاه بایتی انتظار داشت که زنان جوان خود اثربخشی تصمیم گیری شغلی بالاتری را از خود بروز دهند. این مسئله نیاز به بررسی بیشتر در تحقیقات اتی دارد. اولین مسئله اینجا این است که ایا در واقع زنان و مردان در خود اثربخشی تصمیم گیری شغلی با همدیگر تفاوت دارند همان طور که انها در دیگر ابعاد مربوط به اشتغال با همدیگر متفاوت هستند. مسئله ی دوم این است که اگر بتوان اختلافات جنسیتی را برای خود اثربخشی تصمیم گیری شغلی شناسایی کرد، انگاه چر انها در CDMSE-SF نمود پیدا نمی کنند؟ در رابطه با اختلافات در پایه ی تحصیلی، یافته هایاین تحقیق با این انتظارات مطابقت دارند که هر چه خود اثربخشی تصمیم گیری شغلی توسع پیدا می کند، کودک تر می شود. نمرات CDMSE-SF نشان دادند که یکنواختی در هر دو نمونه از پایه ی 8 تا 12 افزایش پیدا می کند و بالطبع به اعتبار سازه ی CDMSE-SF اضافه می شود. در رابطه با مقایسه ی بین کشوری، دانش اموزان افریقای جنوبی نمرات هماهنگ تری را نسبت به دانش اموزان استرالیایی کسب کردند. یک توضیح ممکن برای این امر این است که دانش اموزان افریقای جنوبی مدرسه را بعد از دانش اموزان استرالیایی شروع می کنند و اینکه تفاوت های بین کشوری بازتاباننده ی تفاوت های سنی می باشد (یعنی، برای مثال، دانش اموزان پایه ی 9 در افریقای جنوبی در کل بزرگ تر از دانش اموزان پایه ی 9 در استرالیا می باشند). دومین توضیح این است که دانش اموزان استرالیایی انتخاب گسترده تری از رشته های تحصیلی[54] را نسبت به دانش اموزان افریقای جنوبی دارند (به ترتیب، 36 در مقابل 11). انتخاب از میان تعداد بیشتری از رشته های تحصیلی، همانند کاری که دانش اموزان استرالیایی باید انجام دهند، دشوارت رخواهد بود و ممکن است به اعتناد بنفس کمتر در قابلیت های تصمیم گیری این دانش اموزان منتهی وشد. اینجا می توان نتیجه گیری کرد که حمایت سن بنیادی برای اعتبار سازه ی CDMSE-SF موجود می باشد اما اینکه یافته های جنسیت بنیاد با یافته های توسعه ی شغلی پیشین ناهماهنگ هستند و ان نوع از اعتبار مورد پشتیبانی قرا نمی دهند.

تحقیقات اتی نیاز می باشد تا تفاوت های جنسیتی در خود این سازه مورد ازمون قرار بگیرد و سپس کفایت مقیاس CDMSE-SF برای بازتاب انها در صورت وجود ازمون شود. در ارتباط با یافته های بین کشوری، توضیح می تواند در اختلافات سیاست مدارس ملی نهفته باشد همانند توضیحاتی که درباره ی سن و تنوع در مباحث بالا ارائه شد.

منابع

Albion, M. J. (2000). Developing and validating a model of career decision making. Unpublished doctoral dissertation, University of Southern Queensland, Australia.

Bandura, A. (1986). Social foundations of thought and action: A social cognitive theory. Englewood Cliffs, NJ: Prentice Hall.

Ben-Porath, Y. S. (1990). Cross-cultural assessment of personality: The case of replicatory factor analysis. In J. N. Butcher & C. D. Spielberger (Eds.), Recent advances in personality assessment (Vol. 8, pp. 27-48). Hillsdale, NJ: Lawrence Erlbaum.

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. (1996). Relationships among career self-efficacy, generalized self-effi­cacy, and global self-esteem. Journal of Career Assessment, 4, 47-57.

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, 47-57.

Betz, N. E., & Voyten, K. K. (1997). Efficacy and outcome expectations influence career explo­ration and decidedness. Career Development Quarterly, 46, 179-189.

Blustein, D. L. (1989). The role of goal instability and career self-efficacy in the career exploration process. Journal of Vocational Behavior, 35, 194-203.

Crites, J. O. (1961). A model for the measurement of vocational maturity. Journal of Counseling Psychology, 8, 255-259.

Gati, I., Osipow, S. H., & Fassa, N. (1994). The scale structure of multi-scale measures: Application of the split-scale method to the Task Specific Occupational Self-Efficacy Scale and the Career Decision-Making Self-Efficacy Scale. Journal of Career Assessment, 2, 384-387.

Gianakos, I. (1999). Patterns of career choice and career decision-making self-efficacy. Journal of Vocational Behavior, 54, 244-258.

Gloria, A. M., & Hird, J. S. (1999). Influences of ethnic and nonethnic variables on the career deci­sion-making self-efficacy of college students. Career Development Quarterly, 48, 157-174.

Hackett, G., & Lent, R. (1992). Theoretical advances in career psychology. In S. Brown & R. Lent (Eds.), Handbook of counseling psychology (2nd ed.). New York: John Wiley.

Helms, J. E. (1992). Why is there no study of cultural equivalence in standardized cognitive abili­ty testing? American Psychologist, 1, 185-216.

Holland, J. L., Johnston, J. A., & Asama, N. F. (1993). The Vocational Identity Scale: A diagnostic and treatment tool. Journal of Career Assessment, 1, 1-12.

Kraus, L. J., & Hughey, K. F. (1999). The impact of an intervention on career decision-making self-efficacy and career indecision. Professional School Counseling, 2, 384-390.

Lent, R. W., Brown, S. D., & Hackett, G. (1994). Toward a unifying social cognitive theory of career and academic interest, choice, and performance. Journal of Vocational Behavior, 45, 79-122.

Lent, R. W., & Hackett, G. (1987). Career self-efficacy: Empirical status and future directions. Journal of Vocational Behavior, 30, 347-382.

Lonner, W. J. (1981). Psychological tests and intercultural counseling. In P. B. Pedersen, J. G. Draguns, E. J. Lonner, & J. E. Trimble (Eds.), Counseling across cultures. Honolulu: East-West Centre and University of Hawaii.

Luzzo, D. A. (1995a). The relationship between career aspiration-current occupation congruence and the career maturity of undergraduates. Journal of Employment Counseling, 32, 132-140.

Luzzo, D. A. (1995b). The relative contributions of self-efficacy and locus of control to the predic­tion of career maturity. Journal of College Student Development, 36, 61-66.

Luzzo, D. A. (1996). A psychometric evaluation of the Career Decision-Making Self-Efficacy Scale. Journal of Counseling and Development, 74, 276-279.

Luzzo, D. A., Hitchings, W. E., Retish, P., & Shoemaker, A. (1999). Evaluating differences in col­lege students’ career decision making on the basis of disability status. Career Development Quarterly, 48, 142-156.

Osipow, S. H. (1991). Developing instruments for use in counseling. Journal of Counseling & Development, 70, 322-326.

Patton, W., & Creed, P. A. (2001). Developmental issues in career maturity and career decision sta­tus. Career Development Quarterly, 49, 336-351.

Peterson, S. L., & delMas, R. C. (1998). The component structure of career decision-making self-efficacy for underprepared college students. Journal of Career Development, 24, 209-225.

Robbins, S. B. (1985). Validity estimates for the Career Decision-Making Self-Efficacy Scale. Measurement and Evaluation in Counseling and Development, 18, 64-71.

Rojewski, J. W., Wicklein, R. C., & Schell, J. W. (1995). Effects of gender and academic risk behav­iour on the career maturity of rural youth. Journal of Research in Rural Education, 11, 92-104.

Solberg, V. S., Good, G. E., Nord, D., Holm, C., Hohner, R., Zima, N., Heffernan, M., & Malen, A. (1994). Assessing career search expectations: Development and validation of the Career Search Efficacy Scale. Journal of Career Assessment, 2, 111-123.

Tabachnick, B. G., & Fidell, L. S. (1996). Using multivariate statistics (3rd ed.). Northbridge, CA: HarperCollins.

Taylor, K. M., & Betz, N. E. (1983). Applications of self-efficacy theory to the understanding and treatment of career indecision. Journal of Vocational Behavior, 22, 63-81.

Taylor, K. M., & Popma, J. (1990). An examination of the relationships among career decision-making self-efficacy, career salience, locus of control, and vocational indecision. Journal of Vocational Behavior, 37, 17-31.

Watson, M. B., Brand, H. J., Stead, G. B., & Ellis, R. R. (2001). Confirmatory factor analysis of the Career Decision-Making Self-Efficacy Scale among South African university students. Journal of Industrial Psychology, 27(1), 43-46.

[1]– Reliability

[2]– Content and construct validity

[3]– Career Decision-Making Self-Efficacy Scale-Short Form

[4]– Bandura

[5]– Betz, Klein and Taylor

[6]– Hackett

[7]– Blustein

[8]– Luzzo

[9]– Gianakos

[10]– Lent

[11]– Voyten

[12]– Solberg

[13]– Brown

[14]– Osipow

[15]– Crites

[16]– Principal components factor analysis

[17]– Factor Analysis

[18]– Peterson and delMas

[19]– Robbins

[20]– Papma

[21]– CDMSE-Short Form

[22]– Luzzo, Hitchings, Retish, and Shoemaker

[23]– Gloria and Hird

[24]– Watson, Brand, Stead, and Ellis

[25]– Certainty

[26]– Indecision

[27]– Career Decision Scale

[28]– Vocational Identity Scale

[29]– Holland, Johnston, and Asama

[30]– Albion

[31]– Occupational Information

[32]– Goal Selection

[33]– Planning

[34]– Problem Solving

[35]– Self-Appraisal

[36]– Decision-Making

[37]– Gathering Information

[38]– Confirmatory Factor Analysis

[39]– Orthogonal procedures

[40]– Helmz

[41]– Exploratory Factor Analysis

[42]– Ben-Porath

[43]– Oblique rotation

[44]– No confidence at all

[45]– Complete confidence

[46]– Major

[47]– Career

[48]– Tabachnick and Fidell

[49]– Direct Oblimin

[50]– Univariate Analysis of Variance

[51]– Lonner

[52]– Rojewski, Wicklein, and Schell

[53]– Validity

[54]– School subjects

ثبت نام آنلاین