کاربرد آزمون آرایش تصادفی روابط منظم فرض شده، برای تعیین اعتبار مدل شش ضلعی هالند در ساختار رغبت‌های شغلی دانشجویان دانشگاه اصفهان

نوع مقاله: مقاله پژوهشی

نویسندگان

1 دانشجوی کارشناسی ارشد مشاوره دانشگاه اصفهان

2 دانشیار گروه مشاوره دانشگاه اصفهان

3 استادیار گروه مشاوره دانشگاه اصفهان

چکیده

هدف این پژوهش معرفی کاربرد آزمون آرایش تصادفی روابط منظم فرض شده، برای اعتبار یابی مدلهای مبتنی بر ارائه نظم در روابط بین مؤلفه ها می باشد. برای ارایه نمونه ای از کاربرد این روش، مدل شش ضلعی تیپ شناسی شغلی هالند انتخاب و با اجرای فرم رجحان به مشاغل سیاهه کروی فردی در نمونه­ای 300 نفری از دانشجویان دانشگاه اصفهان، اعتبار آن در مقایسه با رغبتهای شغلی جامعه دانشجویی دانشگاه اصفهان مورد آزمون قرارگرفت. همخوان با بسیاری از مطالعات بین فرهنگی دیگر، بنابر نتایج بدست آمده، مدل هالند از اعتبار ساختاری مناسبی در تبیین ساختار رغبتهای شغلی دانشجویان دانشگاه اصفهان برخوردار بود(71/0=CI؛ 02/0=P). این نتایج همچنین بر شواهد روایی ساختاری فرم رجحان به مشاغل سیاهه کروی فردی افزود. کاربردهای منحصر به فرد، مزایا، و محدودیت­های این روش و همچنین برخی پیشنهادات پژوهشی در قسمت بحث و نتیجه گیری مطرح شده است.

کلیدواژه‌ها


عنوان مقاله [English]

The application of randomization test of hypothesized order relation for validation of the structure of Holland‘ s hexagonal model in structure of Isfahan university student‘s vocational interests.

نویسندگان [English]

  • M. Akbarzadeh 1
  • Mohamadreza Abedi 2
  • I. Baghban 3
1 Masters student, University of Isfahan
2 Associate professor , University of Isfahan.
3 Assistant professor, University of Isfahan
چکیده [English]

The purpose of this research was to introduce the application of randomization test of hypothesized order relation for validation the models that are based on hypothetical order pattern of relation between factors. As an example of application of this procedure, the holland‘s hexagonal model of vocational interest was selected and its validity in comparison with the structure of vocational interests of students (n=300)of Isfahan university was examined .similar to many other cross cultural studies, results showed good fitness for holland‘s riasec model in describing the structure of Isfahan university students‘ vocational interests (ci=0.71;p=0.02).the results support the structural validity of OP-PGI in an Iranian context .applications, advantages ,and limitations of this Ptocedure and some suggestions were discussed.

کلیدواژه‌ها [English]

  • randomization test of hypothesized order relations
  • structure of vocational interests
  • structural validity
  • circumplex models
  • holland‘s hexagonal model

مقدمه

تقریباً همه ابزارهای روانسنجی معتبر در الگوی سنجش خود از یک ساختار نظری خاص پیروی می­کنند که هنگام استفاده از آن در مطالعات و کاربردهای بین فرهنگی، باید ابتدا ساختار نظری مبنای آن مورد اعتبار یابی و تأیید قرار گیرد تا بتوان به نتایج آن ابزار اعتماد کرد. از طرفی، در مطالعات اکتشافی نیز تمایلات زیادی از سوی پژوهشگران به شناسایی و ساختار بندی عوامل و مؤلفه ها در توصیف، تبیین، و پیش بینی پدیده های گوناگون فردی یا اجتماعی، نشان داده می­شود، که در مجموع همه این مسایل اهمیت انتخاب روشهای آماری معتبر در سنجش مدلها ( اعم از روش های مبتنی بر رویکرد اکتشافی یا تأییدی) را نشان می­دهد. همچنین، متاسفانه بسیاری از آزمونهای مهم بدون توجه به اعتباریابی مدل ساختاری زیربنای آن در کشور ما مورد استفاده قرار می گیرد که این می تواند منجر به تکیه کردن و تصمیم گرفتن بر اساس اطلاعات بی اعتبار شود. مدلهای نظری یا عملی، صرفنظر از تعداد مؤلفه های پیشنهادی، در کیفیت های ساختاری گوناگونی ارائه می شوند. برای مثال، هاگان[1](1983) بین دو دسته از مدلهای ساختاری تمایز قایل می­شود: مدلهای عاملی[2] و مدلهای سرکومپلکس[3]، مدلهای عاملی بر پیشنهاد معقول ترین عوامل تمرکز دارند(که اغلب از عوامل متعامد، و با ساختار ساده تشکیل شده­اند)، اما مدلهای سرکومپلکس صرفنظر از تعداد عوامل، بر تعریف ساختار دایره ای بین متغیرها تمرکز دارند، در حالی که ممکن است هر کدام از این ساختار های دایره­ای از چند بعد یا عامل مکنون تشکیل شده باشند. در مدلهای سرکومپلکس، روابط بین مؤلفه های در یک ساختار دایره ای نشان داده می­شود، که در آن میزان فاصله بین مؤلفه ها یا عوامل بر اساس میزان همبستگی و ارتباط بین آنها، در سطح یک دایره­ای مشخص می­شود. بنابراین، رابطه بین مؤلفه ها یا عوامل مجاور بیشتر از رابطه بین مؤلفه های متناوب(یکی در میان) یا دور تر، و رابطه بین ابعاد متناوب بیشتر از رابطه بین ابعاد دورتر است. بسته به تعداد مؤلفه ها یا عوامل این مدلها، این الگوی روابط، به همین نحو تا روابط بین مؤلفه های معکوس، ادامه دارد، بدین نحو که هر چه تعداد گامهای بین مؤلفه ها افزوده شود، از میزان رابطه آنها کاسته شده یا روابط آن ها به سمت ضرایب منفی حرکت می کند. برای اولین بار، گاتمن[4] (1954، به نقل از تریسی[5]،2002) اصطلاح سرکومپلکس را برای این مدلها پیشنهاد کرد. از مهمترین فواید این مدلها، مخصوصا در حیطه مشاوره مسیر شغلی[6]، می توان به ارائه الگوی منعطف تری در سنجش رغبتها (یا سایر متغیرها) اشاره کرد(تریسی و روندز[7]،1996؛ تریسی،2002،1997). برای مثال، پردیگر و وانسیکل[8]) 1992) در مطالعات فراتحلیل خود، وجود دو بعد مکنون در ساختار دایره شش تیپی هالند را نشان دادند(بعد اول: افراد/اشیا[9]، بعد دوم: داده­ها/اندیشه ها[10])، بعلاوه، تریسی(تریسی و روندز،1996،1995؛ تریسی،2002،1997) در مطالعات فراتحلیل خود بر ساختار رغبتهای شغلی، متوجه شدند که واریانس رغبتهای شغلی با 8 عامل بهتر از 6 عامل تبیین می شود. از طرفی، نتایج مطالعات بر ساختار رغبتهای شغلی نشان داد که ساختار رغبتهای شغلی دایره ای شکل است(برای مثال؛ تریسی و روندز، 1996،1995، 1993؛ دارسی[11]، 2005؛ سورکو[12]، 2008؛ هدریح[13]،2008؛ و ناگی، ترایوتوین، و لودتک[14]،2009). بر اساس مضامین برخاسته از ساختار دایره­ای، تعداد مؤلفه ها مهم نیست بلکه مکان و ترتیب قرار گیری این مؤلفه­ها (الگو و ترتیب چینی مؤلفه‌ها)، مهم می باشد . بر این اساس دیگر تعداد ابعاد پیشنهادی برای رغبتها اختیاری و بسته به هدف پژوهشگر خواهد بود(تریسی و روندز، 1995، 1996؛ تریسی،2002). تریسی( تریسی و روندز،1996؛ تریسی،2002) با تلفیق مدل هالند، پردیگر، مدل 8 تیپی، و بعد پرستیژ، ساختاری کروی[15] ( به تمثیل از کره زمین) را برای رغبت های شغلی پیشنهاد کردند. در الگویی پیشنهادی تریسی برای سنجش رغبتهای شغلی بر اساس مدل کروی، سه روش تفسیری ارایه می شود( برای اطلاع بیشتر مراجعه فرمایید به اکبرزاده، عابدی، باغبان، 1388). در مهمترین روش، تریسی سه الگوی 4 (افراد، اشیا، داده­ها، و اندیشه ها)، 6 (شش تیپ هالندی)، و 8 (هشت تیپ تریسی) تیپی را پیشنهاد می­کند. وی پیشنهاد  می کند در مواردی که نتایج پاسخ های آزمودنی تمایز کمی بین حیطه­ها یا تیپ های متفاوت نشان می­دهد، از الگوی 4، و وقتی که این تمایز زیاد باشد، از الگوی 6 یا 8 تیپی (بسته به شدت تمایز) استفاده شود. همانطور که ادراک می­شود، این الگوی تفسیری بر خلاف الگو های دیگر ( مثل تکیه صرف بر الگوی 6 تیپی هالندی بر اساس ساختار شش ضلعی) انعطاف بیشتری را از خود نشان می دهد. برای مثال، ممکن است نتایج پاسخ های آزمودنی نشان دهد که آزمودنی بین دو تیپ مجاور مدل هالند، تمایزی ادراک نکرده است. مسلما، در چنین مورد نمی توان بر پایه نمرات جدا گانه در هر مقیاس از 6 مقیاس هالندی به تفسیر نتایج پرداخت، بلکه باید طبقه بندی های کلی تری در نظر گرفته شود( برای مثال، نمرات آزمودنی در مقیاسهای افراد، اشیا، داده ها، و یا اندیشه ها). از دیگر فواید مدلهای سرکومپلکس، همانطور که در سطور قبلی هم اشاره شد، می­توان به انعطاف پذیری در تعداد مؤلفه های آن اشاره کرد، بدین نحو که پژوهشگران بنابر اهداف خاص خود می توانند تعداد مؤلفه های متفاوتی را در مدل سرکومپلکس در نظر بگیرند که این انعطاف می­تواند به انجام پژوهشهای مختلف بر اساس یک مدل، کمک زیادی بکند. گاتمن تمایز بین دو نوع مدل سرکومپلکس را پیشنهاد می­کند: اولین دسته از مدلها که چرخشی[16] نامیده می­شوند، با فواصل مساوی بین متغیر ها در حول یک ساختار دایره ای تعریف می شوند، و دومین گروه که مدلهای شبه سرکومپلکس[17] نامیده می­شوند، تنها با یک آرایش دایره ای از متغیرها و بدون پیش فرض تساوی فواصل قرارگیری متغیرها تعریف می­شوند. الگوی کلی روابط برای هر دو نوع سرکومپلکس مشابه است. در تعیین مدلهای سرکومپلکس باید از روشهایی استفاده شود که علاوه بر بررسی روابط بین مؤلفه های یک مدل، نظم و ترتیب قرار گرفتن آنها را نیز مورد آزمون قرار دهد. از طرفی، در تعیین اعتبار هر کدام از دو مدل سرکومپلکس باید ابزار و روش متناسب با آن استفاده شود ( تریسی،2000). در تعیین برازش این مدلها، اغلب از رویکردهای اکتشافی، مثل روشهای آماری مقیاس سازی چند بعدی[18] ( در رویکرد تأییدی نیز از این روش استفاده می­شود)، تحلیل عوامل اصلی[19]، و تحلیل مؤلفه های اصلی[20]؛ و رویکردهای تأییدی، مثل روش مدل یابی معادلات ساختاری[21] استفاده می شود. این روشها هر کدام معایبی دارند: روش های تحلیل عوامل اصلی و تحلیل مؤلفه های اصلی با وجود درگیر بودن با مسئله عامل کلی[22] که باعث سوگیری در نتایج می شود ( تریسی و روندز،1993)، نمی توانند شاخص آماری معتبر را در ارتباط با برازش مدل ارائه دهند؛ روش مقیاس سازی چند بعدی که تا حد زیادی شبیه با دو روش فوق است، نقص مربوط به وجود عامل کلی را ندارد ولی بنابر نتایج هوبرت، آرابی، و مولمن[23](1998)، این روش نسبت به نشان دادن الگوی دایره ای سوگیری دارد، به همین دلیل استفاده از آن توسط پژوهشگران مختلف می­تواند نتایج متفاوتی ارائه دهد. هوبرت و آرابی (1987) به منظور ارائه یک آزمون آماری مناسب­تر، «آزمون آرایش تصادفی روابط منظم فرض شده[24]» را ارائه کردند که برگرفته از مدل تجزیه و تحلیل داده­های ترکیبی هوبرت و آرابی (1987) بود. آزمون آرایش تصادفی الگوی های نظمی فرض شده در واقع نوعی بررسی تأییدی برازش هر الگوی فرض شده از الگوی های نظمی فرض شده، با هر ماتریکس همانند یا ناهمانند است ( برای مثال، یک ماتریکس ضرایب همبستگی). اگر چه روش مدل یابی معادلات ساختار نیز می­تواند شاخصی از برازش مدل در اختیار بگذارد، ولی بطور کلی روش گمارش تصادفی مزایای بیشتری دارد که از جمله آن می­توان به عدم نیاز به رعایت پیش فرض خاص در اعتبار یابی مدل اشاره کرد (تریسی،2000). این مدل تجزیه و تحلیل داده ها در ارزیابی مدلهای سرکومپلکس در ساختار رغبتهای شغلی (برای مثال، تریسی، 2002؛ تاک[25]،2004 ؛ هدریح، 2008؛ ناگی، ترایوتوین، و لودتک،2009)، خودکارآمدی شغلی(برای مثال، تریسی،2002؛ دارسی، 2005، هدریح، 2008)، و روابط بین فردی(برای مثال، تریسی، 2005؛ تراپمن و همکاران[26]، 2009) به­کار گرفته شده است. حمایتهای موجود در اعتبار این آزمون آنقدر است که آن را برای ارزیابی بسیاری از الگوهای منظم فرض شده کافی دانسته اند ( تریسی،2000( .این روش در هر دو نوع مدلهای سرکومپلکس کاربرد دارد. روش آرایش تصادفی در گام اول مستلزم مطرح کردن تمام پیش بینی­های برخاسته از یک مدل است. در گام بعدی این آزمون مستلزم بررسی معناداری نظم های پیش بینی شده در مدل آزمون شده است. آزمون آرایش تصادفی، برازش الگوهای نظمی فرض شده روابط را با ماتریکس داده­ها مشخص، و معناداری این برازش را در ارتباط با برازش همه جابجایی های ممکن ردیف ها و ستونهای ماتریکس داده ها می­سنجد . آزمون آرایش تصادفی الگوی های منظم فرض شده، سطح معناداری دقیقی از تعداد پیش بینی هایی که در ارتباط با داده ها پذیرفته شده­اند در مقابل تخمین صفر[27] جابجایی تصادفی[28] ستونها و ردیف­های ماتریکس داده ها، در اختیار می­گذارد. این روش همچنین یک شاخص همخوانی[29] برای استفاده در مقاصد تفسیری ارایه می­دهد. این شاخص از فرمول زیر محاسبه می شود(روندز، تریسی، و هوبرت، 1992).

 

 

 

 

در این فرمول، A میزان پیش بینی های تحقق یافته[30]، D میزان پیش بینی های رد شده[31]، و T میزان پیش بینی هایی صفر یا مساوی[32] است( برای مثال، در صورتی که بنابر الگوی پیشنهادی مدل، باید ضریب همبستگی بین دو تیپ خاص بالاتر از ضریب همبستگی بین دو تیپ دیگر باشد، ولی در داده های به دست آمده این دو ضریب مساوی باشند، نتیجه پیش بینی صفر یا مساوی در نظر گرفته می­شود). شاخص همخوانی(که با علامت اختصاری CI مشخص می شود)، که نسبت پیش بینی­های تحقق یافته در برابر نسبت پیش بینی­های رد شده است، در طیفی از 1+ تا 1- قرار می­گیرد. عدد 1+ نشان دهنده پذیرش همه پیش بینی­ها (برازش کامل[33]) و عدد 1- نشان دهنده رد همه پیش بینی هاست. مقدار 0=CI نشان دهنده این است که 50 درصد پیش بینی ها پذیرش و 50 درصد دیگر رد می شوند،و مقدار 5/0=CI نشان دهنده این است که 75% پیش بینی ها پذیرش و 25% دیگر رد می شوند. این آزمون، همچنین یک سطح معناداری (P) را نیز در اختیار می گذارد که نشان دهنده احتمال رخداد تعداد دفعاتی است که در مجموع کل جایگشت های تصادفی، تعداد پیش بینی های تحقق یافته مساوی یا بیشتر از تعداد پیش بینی های تحقق یافته در الگوی ارایه شده توسط مدل است. در این شاخص، مقادیر بالاتر از 05/0 (05/0=< P) نشان دهنده برازش ضعیف و اعتبار غیر قابل قبول است.

 

نمونه­ای از تجزیه و تحلیل آماری با روش آرایش تصادفی روابط منظم فرض شده:

روش گمارش تصادفی به وفور در آزمون برازش الگوی دایره­ای مدل شش ضلعی هالند (1997، به نقل از اسپوکان[34]،2005) بکار رفته است. هالند شش تیپ رغبت شغلی را مطرح کرد که عبارت اند از: واقع گرا[35]، جستجوگر[36]، هنری[37]، اجتماعی[38]، تهوری[39]، و قراردادی[40] ( از این به بعد، جهت اختصار، تیپ واقع گرا با حرف «و»، جستجوگر با حرف «ج»، هنری را با حرف «هـ»، اجتماعی را با حرف «ا»، تهوری را با حرف «ت»، و تیپ قراردادی را با حرف «ق» نشان داده خواهد شد) فارر و شاتکین(2007)؛ برون و لنت(2005) توصیفات هر یک ازاین شش تیپ را ارایه کرده اند. در سطور زیر چکیده ای از این توصیفات ارایه می­شود.

واقع گرا (و): این افراد با ویژگیهایی همچون: پیرو، رک گو، واقعیت گرا، منطقی و اهل عمل، مادی گرا، عادی، بهنجار، سمج، کارآمد، و فاقد ابهام شناخته می­شوند. این افراد همچنین، نسبتاً خشک و بی انعطاف، خودپسند، و غیراجتماعی هستند. این تیپ بیشتر از کار با ابزار، ماشین افزار، و کارهای فیزیکی لذت می برد، بیشتر امور عینی و راه حلهای عملی را ترجیح می دهد. مشاغل متناسب با این تیپ شامل مشاغل فنی (مثل، مکانیک) و الکترونیکی (مثل، برق کار) می شود. جستجوگر(ج): دارای ویژگی هایی همچون:تحلیلگر، هوشیار و محتاط، منتقد، چندجنبه ای، کنجکاو، مستقل، عقلانی، درون نگر، بدبین(تمرکز بر بعد تاریک مسایل)، با دقت، کناره گیر، بی تکلف، و کم آوازه می باشند. برای پژوهش، یادگیری، و چالش های هوشی ارزش بیشتری قایلند. از اندیشه ها و افکار انتزاعی لذت برده و راه حلهای ابتکاری را برای مسایل مطرح می دهند. مشاغل علمی (برای مثال، پژوهشگر، نویسنده علمی، کارشناس فنی) از رجحانهای شغلی این تیپ هستند. هنری(هـ): افرادی پیچیده، بی نظم، عاطفی و هیجانی، با مهارت خود ابرازی قوی، آرمانگرا، با قوه تخیل قوی،غیر عملگرا، شهودی، متفاوت، مبتکر، حساس، و بسیار منعطفی هستند که به مشاغل هنری، مثل بازیگری، نقاشی، مجسمه سازی، و امثال آن گرایش بیشتری نشان می دهند. اجتماعی (ا): از ویژگی های دیگری همچون: فرازگرا و پیشرونده، اهل همکاری، صبور، صمیمی، بخشنده، کمک کننده، آرمانگرا، همدل، مهربان، متقاعد کننده، مسؤول، جمع گرا، بانزاکت، و درک کننده برخوردار هستند.ارتباط با افراد را نیز بر ارتباط با اشیا و ماشین ها ترجیح می دهند. تهوری (ت): ویژگی های دیگری نیز دارند: زیاده طلب، مخاطره طلب و اهل ریسک، سازگار، بلند پرواز، سلطه طلب، پرانرژی، خودنما، هیجان طلب، برونگرا، متملق، خوش بین، با اعتماد به نفس، جمع گرا، و پر حرف. مشاغل متناسب با این تیپ بیشتر با حوزه­های کسب و کار و مناسب قدرت در ارتباط است. قراردادی (ق):این افراد معمولا با ویژگی هایی همچون، محتاط، پیرو، وظیفه شناس، کارآمد، مطیع و فرمانبر، منظم، پافشار و مصر، عملگرا، و صرفه جو می­باشند. از طرفی این افراد از قوه تخیل ضعیفی برخوردارند و در خود ابرازی هیجانی یا عاطفی محدود هستند و همچنین در برابر تغییرات اسلوب های خود انعطاف محدودتری دارند. این افراد برای محیطهای رسمی قابلیت بیشتری دارند. و از انجام فعالیتهای ساختارمند و قاعده مند لذت می برند.

هالند، معتقد بود که این شش تیپ در ارتباط با هم بر روی یک ساختار شش ضلعی قرار می ­گیرند. روندز و تریسی (1993) این ساختار را در قالب یک دایره نشان داده اند . نظم مدور تیپ­های شش گانه در شکل 1 نمایش داده شده است. بر طبق مدل هالند، ضرایب همبستگی بین تیپ های مجاور[41] (ا هـ ,هـ ج ,ج و ,و ق ,ق ت ,ت هـ ) باید بیشتر از ضرایب همبستگی بین تیپ های متناوب[42] ( ا ج ,هـ و ,ج ق ,و ت ,ق هـ ,ت هـ ) و معکوس[43] (ا و ,هـ ق ,ج ت )، و ضرایب همبستگی بین ابعاد متناوب باید بیشتر از ابعاد معکوس باشد. شواهد زیادی در برازش مدل شش تیپی هالند با ساختار رغبتهای شغلی گزارش شده است، برای مثال: تریسی(2002) در ساختار رغبتهای دانشجویان آمریکا (89/0=CI، 02/0=P)؛ دارسی (2005) ساختار رغبتهای داشجویان ایرلندی (78/0=CI، 02/0=P)، لانگ و همکاران (2005) در دانشجویان چین(76/0=CI، 02/0=P)، تاک (2004) و در دانشجویان کره ای (89/0=CI، 02/0=P)، و هدریح (2008) در دانشجویان صربستانی (93/0=CI، 02/0=P). با این حال، تریسی و روندز(1995) در نتیجه یک مطالعه فراتحلیل،گزارش دادند که مدل هالند در مقایسه با ساختار رغبتهای شغلی نمونه های غیر آمریکایی، در مجموع برازش خوبی را نشان نداده است.

 

شکل 1: طرح دایره­ای مدل شش تیپی هالند به همراه حروف اختصاری معادل هر تیپ( تریسی، 1997)

برای مثال، السوآ (2007) برازش مدل هالند با ساختار رغبتهای دانشجویان باسکو را ضعیف (42/0=CI،03/0=P ) گزارش کرد. در ایران تاکنون مطالعه ای در این زمینه صورت نگرفته است. بر اساس آنچه بیان شد، سوال پژوهش حاضر این است که آیا ساختار تیپهای رغبتی شش گانه هالند با داده های بدست آمده از سنجش رغبت شغلی دانشجویان دانشگاه اصفهان برازش دارد؟

 

روش پژوهش

نمونه:300 نفر از دانشجویان دانشگاه اصفهان (150 مرد با میانگین سنی 05/22 سال و انحراف استاندارد 1/2 در طیف سنی 19 تا 43 سال، 150 زن با میانگین سنی 5/21 و انحراف معیار 4/2 در طیف سنی 19 تا 36 سال)به شیوه نمونه گیری تصادفی ( انتخاب تصادفی 12 گروه آموزشی از بین 34 گروه، و انتخاب تصادفی 1 کلاس از بین تمام کلاس های دایر در آن گروه) انتخاب شدند.

ابزار: در این پژوهش از فرم رجحان به مشاغل سیاهه کروی فردی استفاده شد. این آزمون از 108 عنوان شغلی تشکیل شده که برای هر یک از آنها تعریفی ذکر شده است. آزمودنی­ها باید رغبت خود به هر یک از عناوین شغلی را با انتخاب عددی از 1 (به شدت متنفرم) تا 7 (به شدت علاقمندم) مشخص نمایند. این آزمون از هجده مقیاس شامل هشت مقیاس رغبت پایه، پنج مقیاس پرستیژ بالا، و پنج مقیاس پرستیژ پایین است. علاوه بر این، این آزمون در یک روش نمره گذاری ترکیبی از هشت مقیاس رغبت پایه(تسهیلگری اجتماعی[44]، مدیریت، محاسبات کسب و کار،پردازش داده ها،فنی، طبیعت/محیط های بیرونی، هنری، و یاوری)، شش مقیاس مرتبط با تیپ های رغبت شغلی شش گانه هالند، دو بعد افراد/اشیا و داده ها/اندیشه های پریدیگر، را می سنجد. اکبرزاده (اکبرزاده، عابدی، باغبان، 1388) پایایی تمام مقیاس های این ابزار را بالاتر از 70/0 گزارش کرده است. وی روایی مقیاسهای این ابزار را به روش بررسی روایی سازه (همگرا و واگرا)، و روایی ملاک همزمان،از طریق بررسی ضرایب همبستگی مقیاسها با مقیاسهای رجحان سنج تحصیلی و شغلی هالند ( یزدی و حسینیان،1375) مورد تأیید قرار داده است. در این مطالعه، ضرایب پایایی مقیاسهای این ابزار به روش محاسبه همسانی درونی ( با ضریب آلفای کرونباخ) بالاتر از 70/0( 71/0=min؛ 90/0=max؛ 82/0=m؛ 05/0=SD) مشاهده شد.

روش تجزیه و تحلیل داده­ها: این پژوهش از نوع مطالعه همبستگی است که با تکیه بر آزمون آرایش تصادفی روابط منظم فرض شده، به بررسی و تجزیه و تحلیل ضرایب همبستگی بین تیپ های شش گانه و بررسی اعتبار ساختاری مدل هالند بر اساس نتایج این تجزیه و تحلیل می پردازد. برای انجام محاسبات آزمون آرایش تصادفی، از نرم افزار راندال[45] (تریسی،1997) استفاده شد.

 

یافته­ها

ماتریکس ضرایب همبستگی بین نمرات مقیاس­های شش گانه هالندی رغبتهای دانشجویان دانشگاه اصفهان در جدول 1 ارائه شده است.

 

جدول 1: ضرایب همبستگی بین مقیاس های شش گانه هالندی در دانشجویان دانشگاه اصفهان

ق

ت

ا

هـ

ج

و

 

 

 

 

 

 

 

1

و

 

 

 

 

1

51/0

ج

 

 

 

1

40/0

17/0

هـ

 

 

1

52/0

53/0

15/0

ا

 

1

53/0

23/0

38/0

34/0

ت

1

51/0

08/0

02/0

26/0

76/0

ق

در گام اول باید تمام پیش بینی­های برخاسته از ساختار نظری مدل مشخص گردد. جدول 2 نشانگر تمام پیش بینی های ممکن بر اساس ساختار مدل شش تیپی هالند است. در جدول 2، علامت «<» نشانگر پیش بینی کوچکتر بودن و علامت «=» نشانگر پیش بینی مساوی بودن است. برای مثال، همبستگی بین ابعاد واقع گرا و جستجوگر(و ج) بزرگتر از ضریب همبستگی بین ابعاد واقع گرا و هنری (و هـ) است چون دو بعد اول مجاور و دو بعد دومی متناوب هستند. چون در آزمون آرایش تصادفی روابط منظم فرض شده، برای مقایسه رابطه بین ابعاد مشابه (همجوار با همجوار، متناوب با متناوب، و یا معکوس با معکوس) پیش بینی­ای صورت نمی­پذیرد، خانه­های مرتبط با ابعاد مشابه با علامت(=) پر شده است. اگر چه در روش آرایش تصادفی روابط مساوی مورد آزمون قرار نمی­گیرند، اما با توجه به آزمون سایر پیش بینی­ها، پیش بینی­های مربوط به روابط مساوی نیز کنترل می­شوند. بنابراین خدشه­ای به اعتبار این روش وارد نمی­شود (تریسی،2002).

 

 

 

 

جدول 2: پیش بینی­های برخاسته از ساختار نظری مدل شش تیپی هالند

 

و ج

ج هـ

هـ ا

ا ت

ق ت

ق و

هـ و

ا ج

هـ ت

ا ق

ت و

ق ج

ا و

ج ت

هـ ق

ج و

=

=

=

=

=

=

 

 

 

 

 

 

 

 

 

هـ ج

=

=

=

=

=

=

 

 

 

 

 

 

 

 

 

هـ ا

=

=

=

=

=

=

 

 

 

 

 

 

 

 

 

ا ت

=

=

=

=

=

=

 

 

 

 

 

 

 

 

 

ق ت

=

=

=

=

=

=

 

 

 

 

 

 

 

 

 

ق و

=

=

=

=

=

=

 

 

 

 

 

 

 

 

 

هـ و

=

=

=

=

=

=

 

 

 

ا ج

=

=

=

=

=

=

 

 

 

هـ ت

=

=

=

=

=

=

 

 

 

ا ق

=

=

=

=

=

=

 

 

 

ت و

=

=

=

=

=

=

 

 

 

ق ج

=

=

=

=

=

=

 

 

 

ا و

=

=

=

ت ج

=

=

=

هـ ق

=

=

=

 

خانه­های خالی جدول 2، نشان دهنده پیش بینی­های تکراری هستند. در نتیجه بر اساس ساختار نظری مدل شش تیپی هالند 72 پیش بینی وجود خواهد داشت.

در گام بعدی، در آزمون آرایش تصادفی، بررسی می­شود که چه تعداد از این پیش بینی­ها تأیید می شوند. ماتریکس ضرایب همستگی ارائه شده در جدول 1 با استفاده از نرم افزار راندال (تریسی و روندز، 1997) آزمون شد. در این روش، تمام حالات و احتمالات ممکن در مقایسه ضرایب ماتریکس همبستگی بررسی می­شود تا جایی که دیگر هیچ احتمال بررسی نشده­ای باقی نماند. بر این اساس، برای یک مدل با 6 متغیر یا مؤلفه، تعداد کل بررسی­ها برابر خواهد بود با 720=!6.

در نتایج گزارش شده توسط نرم افزار راندال، از مجموع 72 پیش بینی، 61 مورد تأیید، 10 مورد رد، و 1 مورد با رابطه برابر ( مساوی) محاسبه شد. در نتیجه، شاخص همخوانی (CI)، در این پژوهش برابر بود با 71/. بر اساس این شاخص،85% پیش بینی های برخاسته از مدل با داده­های به­دست آمده از سنجش رغبتهای شغلی دانشجویان دانشگاه اصفهان برازش دارد. سطح معناداری آزمون گمارش تصادفی برای مدل مورد بررسی برابر بود با 02/0 (02/0=P [46])، که نشان می­دهد تعداد دفعات رد شدن پیش بینی ها به طور معناداری کمتر از تعداد دفعاتی است که تحت شرایط پذیرش فرض صفر (H0) مورد انتظار است. پس فرض صفر رد شد. بنابراین مدل برازش معناداری با داده ها داشت که نشان دهنده اعتبار مدل هالند در ساختار رغبتهای دانشجویان دانشگاه اصفهان بود.

 

بحث و نتیجه گیری

با توجه به اهمیتی که روش­های آماری معتبر برای اکتشاف و اعتبار یابی مدلهای مختلف حیطه علوم رفتاری( اعم از مدلهای عاملی و سرکومپلکس)دارند، این پژوهش با هدف معرفی روش آزمون آرایش تصادفی روابط منظم فرض شده به منظور اعتبار یابی مدلهای سرکومپلکس (مدلهایی که قایل به پیش فرضهایی در باره الگوهای منظم در روابط بین مؤلفه های می باشند) صورت پذیرفت. به این منظور نتایج اندازه­گیری رغبتهای شغلی دانشجویان دانشگاه اصفهان، با استفاده از فرم رجحان به مشاغل سیاهه کروی فردی، برای سنجش اعتبار مدل هالند، با نرم افزار راندال مورد تجزیه و تحلیل قرار گرفت. بنابر نتایج بدست آمده، 61 مورد از 72 پیش بینی به عمل آمده توسط مدل هالند( نگاه کنید به جدول 2)، در مقایسه با داده­های بدست آمده از اندازه گیری رغبتهای شغلی دانشجویان دانشگاه اصفهان (نگاه کنید به جدول 1)، تأیید،10 مورد رد، و 1 مورد منجر به رابطه مساوی شد. بنابر مقدار بدست آمده برای شاخص همخوانی(71/0=CI)، 85% پیش بینی هایی برخاسته از ساختار نظری مدل شش تیپی هالند در مقایسه با داده های بدست آمده از سنجش رغبتهای دانشجویان دانشگاه اصفهان تأیید و 15% باقی مانده رد شده اند. به عبارت دیگر، با توجه به سطح معناداری 02/0 (02/0=P)، با اطمینان 98% می توان بیان کرد که 85% واریانس یا تغییرات در رغبتهای شغلی دانشجویان دانشگاه اصفهان، توسط الگوی ارایه شده در مدل شش تیپی هالند قابل توصیف، تبیین، و پیش بینی است. این نتیجه بیانگر برازش خوب مدل با ساختار رغبتهای شغلی دانشجویان دانشگاه اصفهان می باشد. بر این اساس، می توان پذیرفت که ساختار تیپ شناختی رغبتهای شغلی دانشجویان دانشگاه اصفهان از الگویی دایره ای تبعیت می نماید. این یافته نشان می دهد که نتایج سنجش تیپ ها ی رغبت شغلی شش گانه هالند را می توان با الگوی ارایه شده توسط هالند(1997، به نقل از اسپوکان،2005) مورد تفسیر و تعبیر قرار داد. از سویی نتایج این پژوهش نشان داد که ساختار رغبتهای شغلی دانشجویان ایرانی مشابه با ساختار رغبتهای شغلی دانشجویان آمریکایی است و با تکیه بر این یافته، پیشنهادات مدل هالند در برنامه مداخلات و پژ‍وهش های مشاوره مسیر شغلی و مشاوره تحصیلی دانشجویان ایرانی قابل تعمیم و کاربرد است. یافته های این پژ‍وهش همچنین نشان داد که فرم مشاغل سیاهه کروی فردی، توانایی سنجش رغبتهای شغلی دانشجویان دانشگاه اصفهان را متناسب با مدل شش تیپی هالند دارد. این نتیجه نیز همخوان با نتایج بسیار از پژوهش های قبلی (برای مثال، تریسی،2002؛ تاک، 2004؛ دارسی،2005؛ و هدریح، 2008) بر حمایت از اعتبار ساختاری مدل شش تیپی هالند در مطالعات بین فرهنگی افزود. از آنجا که مدل هالند با توجه به نتایج بدست آمده از کاربرد فرم رجحان به مشاغل سیاهه کروی فردی مورد تأیید قرار گرفت، پس نتایج این پژوهش شواهدی را از اعتبار ساختاری این ابزار فراهم می نماید که می تواند بر حمایتهای بین المللی از اعتبار و کفایت این ابزار در سنجش رغبتهای شغلی بیفزاید. علاوه بر نتایج فوق، چند یافته مهم دیگر نیز در این پژوهش حاصل شد. همان طور که جدول 1 نشان داد، اغلب ضرایب بین مقیاسهای شش گانه هالندی در دانشجویان دانشگاه اصفهان ثبت و معنادار بود. البته این یافته مختص به نتایج پژوهش کنونی نیست، بلکه در سایر مطالعات بین المللی نیز تکرار شده است (برای مثال، تریسی،1997؛ تاک،2004؛ یانگ، استوک، و هیوای[47]،2005؛ سیدریوپلو[48] و همکاران،2008). اما در هیچ یک از این مطالعات، وجود چنین ضرایبی مورد تعبیر قرار نگرفته است. تنها دارسی و تریسی(2003) در مبحث وجود عامل کلی، تا حدودی به این موضوع پرداخته اند. توجه به این موضع از آن جهت مهم است که وجود ضرایب مثبت و معنادار این فرضیه را مطرح می سازد که همخوانی در مدل هالند بیشتر برای پیش بینی سطوح بالاتر رضایتمندی موثر خواهد بود ولی این مدل نمی تواند پیش بینی کننده مناسبی برای نارضایتمندی و یا عدم رضایت شغلی باشد. اگر چه هالند (1997، به نقل از اسپوکان،2005) معتقد است که ورود یک فرد به محیط شغلی ناهمخوان ( مثلا ورود فردی واقع گرا به محیط شغلی اجتماعی) منجر به نارضایتمندی و افت عملکرد می شود، اما مطالعات تا کنون نتوانسته اند این ادعا را ثابت نمایند. به عبارت دقیق تر، رغبت به هر حیطه می تواند تا حدودی از رضایتمندی را در سایر حیطه ها پیش بینی نماید  ( بجز در رابطه بین رغبتهای هنری و قراردادی، اجتماعی و قراردادی). این فرضیه با این یافته همخوانی دارد که «اغلب مردم از شغلشان ابراز رضایت می نمایند»( دیک و هانسن،2008؛ گاتفردسون و دوفی،2008). گاتفردسون و دوفی(2008) برای تبیین این مسئله، چنین استدلال می نمایند که اغلب مردم هنگام نارضایتی از یک شغل، یا به انتخاب آن نمی پردازند و یا بعد از انتخاب شغل خود را تغییر می دهند ( استدلال هالند نیز همین است). اما این مسئله را طور دیگری هم می توان تبیین نمود: وجود عامل کلی در رغبتها، که تاثیر آن با سطح بالای مجموع نمرات تمام مقیاسهای رغبت افزایش می یابد، می تواند پیش بینی کننده سازگاری بیشتر افراد با محیط های شغلی، و در نتیجه افزایش سطح رضایتمندی آنها باشد( مراجعه نمایید به تریسی 2008). به عبارتی، نمراتی که آزمودنی های در مقیاسهای رغبت هالند کسب می نمایند، علاوه بر وجود تفاوتهای تیپ شناختی بیان شده توسط هالند، توسط یک عامل کلی نیز تبیین می شوند که سطح بالای این نمرات با سطح بالای مهارتها و قابلیتهای سازگاری شغلی، و سطوح پایین آن با انعطاف ناپذیری در مسیر شغلی تداعی می شود. به عبارتی، در سطوح پایین نمره کلی رغبت، نمرات همخوانی ( آنگونه که توسط هالند پیشنهاد شده است) بهتر می توانند پیش بینی کننده رضایتمندی و نارضایتی شغلی باشند. این بدین معنا است که، برای مثال اگر فردی نمره کلی رغبت او پایین باشد و الگوی تیپ شناختی او، نشان دهنده تیپ غالب هنری باشد، وجود محیط شغلی همخوان ( برای مثال، بازیگری یا نویسندگی) می تواند پیش بینی کننده رضایتمند و عملکرد شغلی باشد، و عدم ورود به چنین محیطی می تواند پیش بینی کننده سطوحی از عدم رضایتمندی شغلی( نه نارضایتی شغلی) باشد، و وجود محیط شغلی ناهمخوان (برای مثال، کارمند اداره ثبت احوال) می تواند پیش بینی کننده نارضایتی شغلی باشد، و عدم ورود به محیط شغلی ناهمخوان می تواند پیش بینی کننده عدم نارضایتی شغلی باشد. در حالی که، اگر نمره رغبت کلی آزمودنی بالا باشد، و تیپ رغبت غالب او هنری باشد، در این صورت ورود به محیط شغلی همخوان تنها می تواند پیش بینی کننده سطوح بالاتر رضایتمندی باشد، در حالی که اگر محیط شغلی ناهمخوان باشد، دیگر نمی توان نارضایتمندی شغلی را پیش بینی نمود، بلکه انتظار می رود این فرد در هر محیط شغلی بتواند خود و شرایطش را با شرایط و امکانات محیطی سازگار نموده و به سطوحی از رضایتمندی و همچنین عملکرد مطلوب شغلی) شغلی دست یابد. البته این فرضیه نیازمند بررسی بیشتر است.

در ارتباط با کاربرد روش آرایش تصادفی، این روش از محدودیتها و مزایای ویژه ای برخوردار است که قبل از کاربرد باید مورد توجه قرار گیرند: از محدودیتهای روش آزمون گمارش تصادفی می توان به دو مورد اشاره کرد: 1- نرم افزار طراحی شده برای این روش (راندال) تنها برای مدلهای دارای 4، 6، و 8 مؤلفه ای کاربرد دارد. اگر چه تریسی (2002) برای آزمون اعتبار مدل کروی 18 مقیاسی خود، امکان کاربرد 18 مؤلفه ای را به آن افزود، ولی کار با آن برای کاربران مبتدی گیچ کننده است. 2- این روش در تحلیل های اکتشافی مدلها به تنهایی کفایت نمی کند چون در اصل این یک روش تحلیل تأییدی است (تریسی،1997). با وجود این محدودیت ها، این روش آماری از مزایایی قابل توجهی نیز برخوردار است: 1- این روش می تواند محدودیت اغلب روشهای آماری تحلیل ساختار را در اعتباریابی نظم و ترتیب ساختاری یک مدل مرتفع سازد. 2- این روش قادر به مقایسه برازش یک مدل در دو یا چند جامعه را دارد( قابلیتی که در روش مدلیابی معادلات ساختاری مقدور نیست). 3- با استفاده از این روش می توان داده های بدست آمده از چندین ابزاری که یک سری متغیرهای خاص را می­سنجند مورد بررسی قرار داد تا بهترین و کاملترین ابزار را برای سنجش یک مدل انتخاب کرد.4- در ارائه مدلهای سرکومپلکس از این روش به عنوان یک روش تأییدی، استفاده های زیادی می توان داشت. این پژوهش چند محدودیت داشت: 1- نمونه تنها شامل دانشجویان دانشگاه اصفهان بود و این درحالی است . پیشنهاد می­شود در پژوهشهای بعد از نمونه های جامعتری (حتی شامل دانشگاه­هایی از شهرهای دیگر و یا حتی نمونه های دانش آموزی) استفاده شود. 2- در این پژوهش تنها به اعتباریابی مدل هالند بر ساختار رغبت به عناوین شغلی دانشجویان دانشگاه اصفهان پرداخته شد. پیشنهاد می­شود در پژوهشهای بعدی اعتبار این مدل بر ساختار خودکار آمدی، توانایی، و رغبت به عناوین فعالیت و عناوین درسی و همچنین بر ساختار انتظار نتایج در عناوین شغلی نیز بررسی شود. 3- در این پژوهش تفاوت برازش مدل هالند با ساختار رغبت به مشاغل دانشجویان دانشگاه اصفهان، به صورت کلی بررسی شد. پیشنهاد می­شود در پژوهشهای بعدی این بررسی به تفکیک جنسیت، گرایشهای تحصیلی، و مقاطع تحصیلی صورت پذیرد. پیشنهاد می­شود علاوه بر اعتبار یابی، از این روش برای پیشنهاد مدلهای سرکومپلکس در زمینه های مختلف، یا انتخاب مناسب ترین ابزار برای سنجش یک مدل (برای مثال انتخاب بهترین ابزار براس سنجش مدل شش تیپی هالند از بین ابزارهای رغبت سنج استرانگ، حق شناس و همکاران،1385؛ فرم رجحان به مشاغل سیاهه کروی فردی، اکبرزاده و همکاران، 1388؛ فرم رجحان به فعالیتهای سیاهه کروی فردی، فراست و همکاران، 1388) استفاده کرد. همچنین پیشنهاد می­شود پژوهش­های بعدی به بررسی دقیق­تر فرضیه­های مبتنی بر نقش تعدیل کننده نمره رغبت کلی ( که در سطور قبلی بحث شد) بپردازند.



[1] -Hogan

[2] -factor model

[3] -circumplex model

[4] -Guttman

[5] -Tracey

[6] -career counseling

[7] -Rounds

[8] - Prediger & Vansickle

[9] -people/things

[10] -data/ideas

[11] -Darcy

[12] -Sverko

[13] -Hedrih

[14] - Nagy, Trautwein, & Lüdtke

[15] -spherical structure

[16] -circulant

[17] -quasi-circumplex

[18] -multi dimensional scaling

[19] -principal factor analysis

[20] -principal component analysis

[21] -structural equation modeling

[22] -General Factor

[23] -Hubert, Arabic, & Meulman

[24] -randomization test of hypothesized order relations

[25] -Tak

[26] - Traupman, Smith, Uchino, Berg, Trobst, & Jr

[27] - null conjecture

[28] -random relabeling

[29] -correspondence index (CI)

[30] -meet predications

[31] -rejected predications

[32] -tied predications

[33] -perfect fit

[34] - Spokane

[35] -realistic

[36] -investigative

[37] -artistic

[38] -social

[39] -enterprising

[40] -conventional

[41] -adjacent types

[42]-alternate  types

[43] -opposite types

[44] -social facilitating, management, business details, data processing, mechanical,  nature/outdoors, artistic, helping

[45] -randall

1- یعنی در بیش از 715 مورد از بررسی­های انجام شده (از مجموع 720 مورد ممکن)، پیش بینی­های برخاسته از مدل RIASEC هالند در ماتریکس ضرایب همبستگی بدست آمده از سنجش رغبتهای شغلی دانشجویان دانشگاه اصفهان تأیید شده است

[47] -  Yang , Stokes, & Hui

[48] -  Sidiropoulou

اکبرزاده، مهدی؛ عابدی، محمدرضا؛ باغبان، ایران .(1388). هنجاریابی، تعیین روایی و پایایی فرم رجحان به مشاغل سیاهه کروی فردی در دانشجویان دانشگاه اصفهان، پایان نامه کارشناسی ارشد، دانشکده علوم تربیتی و روانشناسی، گروه مشاوره، دانشگاه اصفهان.

حق شناس، لیلا؛ عابدی، محمدرضا؛ باغبان، ایران .(1385). هنجاریابی، تعیین روایی و پایایی پرسشنامه رغبت استرانگ در میان دانش آموزان دوره متوسطه نظری، فنی حرفه­ای، کار و دانش و دوره پیش دانشگاهی شهر اصفهان، پایان نامه کارشناسی ارشد، دانشکده علوم تربیتی و روانشناسی، گروه مشاوره، دانشگاه اصفهان.

فراست، هادی؛ عابدی، محمدرضا؛ باغبان، ایران .(1388). هنجاریابی، تعیین روایی و پایایی فرم فعالیتها سیاهه کروی فردی در دانشجویان دانشگاه اصفهان، پایان نامه کارشناسی ارشد، دانشکده علوم تربیتی و روانشناسی، گروه مشاوره، دانشگاه اصفهان.

Brown, S. D., & Lent, R. W. (2005). Career development and counseling : putting theory and research to work: John Wiley & Sons, Inc.

Darcy, M. U. A. (2005). Examination of the structure of Irish students' vocational interests and competence perceptions. Journal of Vocational Behavior, 67(2), 321-333.

Darcy, M., & Tracey, T. J. G. (2003). Integrating Abilities and Interests in Career Choice: Maximal versus Typical Assessment. Journal of Career Assessment, 11(2), 219–237.

Dik, B. J., & Hansen, J.-I. C. (2008). Following Passionate Interests to Well-Being. Journal of Career Assessment, 16(1), 86–100.

Farr, M., & Shatkin, P. D. (2007). O*NET Dictionary of occupational titles (4 ed.): JIST Works, an imprint of JIST Publishing, Inc.

Gati, I. (1991). The structural of vocational interest. Psychological Bulletin, 109, 309-345.

Gottfredson, G. D., & Duffy, R. D. (2008). Using a Theory of Vocational Personalities and Work Environments to Explore Subjective Well-Being. Journal of Career Assessment, 16(1), 44–59.

Hedrih, V. (2008). Structure of vocational interests in Serbia: Evaluation of the spherical model. Journal of Vocational Behavior, 73(1), 13-23.

Hogan, R. (1983). A socioanalytic theory of personality. In M. M. Page (Ed.), Nebraska symposium on motivation 1982. Personality: Current theory and research (pp. 55-89).Lincoln, NE: University of Nebraska Press.

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

Hubert, L., Arabie, P., & Meulman, J. (1998). The representation of symmetric proximity data: Dimensions and classifications. Computer Journal, 41, 566-577

Nagy, G., Trautwein, U., & Lüdtke, O.(2009) The Structure of Vocational Interests in Germany: Different Methodologies, Different Conclusions. Journal of Vocational Behavior, In Press, Accepted Manuscript.

Olson, D. H., Gorall, D.M. & Tiesel, J. W. (2007) FACES IV Manual. Minneapolis, MN: Life Innovations

Prediger, D. J., & Vansickle, T. R. (1992). Locating occupations on Holland’s hexagon: Beyond RIASEC. Journal of Vocational Behavior, 40, 111–128.

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

Schwartza, S. H., & Boehnke, K. (2004). Evaluating the structure of human values with confirmatory factor analysis. Journal of Research in Personality, 38, 230-255.

Sidiropoulou-Dimakakou, D., Mylonas, K., & Argyropoulou, K. (2008). Holland’s hexagonal personality model for a sample of Greek university students. International Journal for Educational and Vocational Guidance, 8, 111–125.

Spokane, A. R., & Cruza-Guet, M. C. (2005). Holland’s Theory of Vocational Personalities in Work Environments. In S. D. Brown & R. W. Lent (Eds.), Career Development and Counseling: Putting Theory to Practice (pp. 24-41). Canada: John Wiley & Sons, Inc.

Sverko, I. (2008). Spherical model of interests in Croatia. Journal of Vocational Behavior, 72(1), 14-24.

Tak, J. (2004). Structure of Vocational Interests for Korean College Students. Journal of Career Assessment, 12(3), 298-311.

Tracey, T. J. (2008). Moderators of the interest congruence-occupational outcome relation. International Journal for Educational and Vocational Guidance, 7, 37-45.

Tracey, T. J. G. (1997). The structure of interests and self-efficacy estimations: An expanded examination of the spherical model of interests. Journal of Counseling Psychology, 44, 32–43.

Tracey, T. J. G. (2000). Analysis of circumplex models. In H. E. A. Tinsley & S. D. Brown (Eds.),Handbook of applied multivariate statistics and mathematical modeling(pp. 641-664). San Diego: Academic

Tracey, T. J. G. (2002). Personal Globe Inventory: Measurement of the Spherical Model of Interests and Competence Beliefs. Journal of Vocational Behavior, 60, 113–172.

Tracey, T. J. G. (2005). Interpersonal rigidity and complementarity. Journal of Research in Personality, 39(6), 592-614.

Tracey, T. J. G., & Ropunds, J. (1995). The arbitrary nature of Holland’s RIASEC types: Concentric circles as a structure. Journal of Counseling Psychology, 42, 431–439.

Tracey, T. J. G., & Rounds, J. (1996). The spherical representation of vocational interests. Journal of VocationalBehavior, 48, 3–41.

Tracey, T. J. G., & Rounds, J. B. (1993). Evaluating Holland’s and Gati’s vocational interest models: A structural meta-analysis. Psychological Bulletin, 13, 229–246.

Tracey, T.J.G. (1997). RANDALL: A Microsoft FORTRAN program for a randomization test of hypothesized order relations. Educationaland Psychological Measurement, 57, 164-168.

Traupman, E. K., Smith, T. W., Uchino, B. N., Berg, C. A., Trobst, K. K., & Jr, P. T. C. (2009). Interpersonal circumplex octant, control, and affiliation scales for the NEO-PI-R. Personality and Individual Differences.