هنجاریابی و بررسی پایایی و روایی فرم رجحان به فعالیت‌های سیاهه‌کروی فردی در دانش‌آموزان دبیرستانی شهرستان تربت حیدریه

نوع مقاله: مقاله پژوهشی

نویسندگان

1 کارشناسی ارشد مشاوره شغلی دانشگاه اصفهان

2 کارشناسی ارشد مشاوره خانواده دانشگاه اصفهان

3 دانشیار گروه مشاوره دانشگاه اصفهان

چکیده

  فرم رجحان به فعالیتهای سیاهه کروی فردی (فرم رجحان به فعالیت های سیاهه کروی فردی) ، ابزاری جدید در زمینه سنجش تیپ‌های رغبت مسیر شغلی بر اساس مدل کروی مسیر شغلی است. به منظور هنجاریابی و تعیین پایایی و روایی این ابزار ، یک نمونه 451 نفری از دانش آموزان دبیرستانی(210 مرد و 241 زن) به صورت تصادفی خوشه ای انتخاب شدند تا فرم رجحان به فعالیت‌های سیاهه کروی فردی و رغبت سنج تحصیلی و شغلی هالند را تکمیل کنند. بنابر نتایج تحلیل به دست آمده با استفاده از نرم افزار SPSS 16 ، به روش محاسبه همسانی درونی، با استفاده از آلفای کرونباخ، پایایی خوبی در همه مقیاس‌های هجده‌گانه مشاهده شد (70/0= min ، 86/0= max ، 79/0= m ، 04/0= SD ) ، ضرایب بازآزمایی نیز پایایی قابل‌قبولی را در همه زیر مقیاس‌ها نشان داد 71/0= min ، 77/0= max ، 75/0= m ، 02/0= SD ). محاسبه ضرایب همبستگی نمره‌های در زیر مقیاس های هجده گانه، روایی (از نوع سازه همگرا و واگرا، و ساختاری) مناسبی را در تمام مقیاس‌ها، بجز در مقیاس خدمات شخصی نشان داد . به منظور ارایه معیاری برای تبدیل نمره‌های خام به نمره‌های استاندارد T ، جدول میانگین و انحراف معیار برای تمام زیرمقیاس‌ها به تفکیک جنسیت ارایه شد. نتایج شواهدی را در حمایت از روایی و پایایی مقیاس‌ها و قابلیت سنجش رغبت‌های مسیر شغلی با این ابزار و همچنین مدل کروی، در مطالعات بین فرهنگی نشان داد. چند مورد پیشنهادهای پژوهشی نیز در بخش بحث و نتایج ارائه گردید.

کلیدواژه‌ها


عنوان مقاله [English]

Nomalizikng and studying validity and reliability of Occupational Preference form of Personal Globe among students at Torbat Haydarieh high schools

نویسندگان [English]

  • M. Akbarzadeh 1
  • F. Hezardastan 2
  • M.R. Abedi 3
  • I. Baghban 3
  • H. Farasat 1
1 M.A. occupational Counselling, Isfahan university
2 M.A. family counseling, Isfahan university
3 Associate Professor, Isfahan university
چکیده [English]

Occupational preference form of Personal Globe is a new instrument for measuring work engagement types. In order to normalization and examining the reliability and validity of (OP-PGI), a sample of 451 high school students (210 boys and 241 girls) were selected randomly to complete Holland's educational and occupational preference inventory. Results of internal consistency using SPSS 16 through Chronbach alfa, showed good reliability in all 18 scales (+min=0.71, max=0.86, m=0.79, SD=0.04). Retesting coefficients also showed an acceptable reliability in all subscales (min=0.71, max=0.77, m=0.75, SD=.02). Calculation of correlation coefficient grades in all 18 scales showed good validity for original, eclectic and structural type, except for personal services. In order to present a yardstick for transforming raw grades into standard grades T, atable of averages and standard deviation for all subscales in terms of gender were provided. Results of this study showed evidence in support of cross cultural validity and reliability of career typology and efficacy in assessing the vocational interests, occupational preference form of personal globe inventory. Few research suggestions are provided in the discussions and results.

کلیدواژه‌ها [English]

  • Occupational Preference form of Personal
  • Globe Inventory
  • Normalization
  • validity
  • reliability

مقدمه

رغبت‌های شغلی شامل آن متغیری است که توسط رغبت سنج‌های شغلی سنجیده می‌شود (هانسن[1]،2005). این متغیر که با «الگویی از پاسخ های دوست داشتن، تنفر، و بی تفاوتی نسبت به عناوین فعالیت‌های مرتبط با مسیر شغلی»، و همچنین عناوین شغلی مشخص می شود، بیشترین میزان پژوهش‌ها را در مطالعات روان‌شناسی رغبت به خود اختصاص داده است(سیلویا[2]،2006، ص153). رغبت‌های شغلی یکی از پایه های مداخلات مسیر شغلی است که هدف عمده آن پیدا کردن مناسبترین شغل برای یک فرد با ویژگی های منحصر به فرد است(تریسی و سودانو[3]،2008). به عبارتی، سنجش رغبت‌های شغلی، سنگ بنای سنجش مسیر شغلی است (گرین هوس[4] و همکاران،2006: 396).

نقش برجسته رغبت‌های شغلی، آن را در ارتباط چشمگیر با طیف وسیعی از متغیرهای مسیر شغلی قرار می دهد، مثل ارزش‌های مسیر شغلی[5](اسمیس و کمپل[6]،2009؛  روتینگهوس و زیتوکی[7]، 2006؛برینگز[8] و همکاران،2004؛ساگیو[9]،2002 )، شخصیت (آرمسترانگ و آنتونی[10]،2009؛ استاگس[11] و همکاران،2007؛ برینگز و همکاران،2004)، انتخاب اهداف و انتخاب مسیر شغلی[12](تریسی،2008 الف و ب؛ لنت[13] و همکاران،2010)؛ رضایت، ثبات و موفقیت تحصیلی و شغلی[14] (اسپوکان،1985، به نقل از ناگی[15] و همکاران،2009؛ آلن و روبینز[16]،2008،2010؛ ویل[17] و همکاران،2010)، بخصوص در پیش بینی و ارتقای سطح شاخص‌های بهزیستی مسیر شغلی[18] (دیک و هانسن،2008؛ گاتفردسون و دوفی[19]،2008)، که این امر به نوبه خود به توجه بسیار زیادی به طراحی و توسعه ابزارهای معتبر سنجش(برای مثال، تریسی،2002؛ لایو و همکاران[20]،2008) و  تدوین راهبردهای مداخله‌ای (تریسی،2008 الف؛ اسچرودر و اسمیت[21]،2006؛ تومرا و لاپنب[22]،2005) در آن منجر شده است. در واقع، آن‌گونه که ساویکاس (1999، به نقل از دیک و هانسن،2008) مشاهده نمود، هیچ یک از  سازه‌های روان‌شناسی شغلی، در روانشناسی مدرن، به اندازه رغبت‌های شغلی نفوذ نداشته است؛ تا جایی که پردیگر[23](2002)، بر نقش تعیین‌کننده رغبت‌های شغلی را در توصیف، تبیین و پیش بینی عملکرد شغلی در نقشه جهان متعامل با کار[24]  تاکید می‌کند.

در سنجش رغبت های شغلی با دو مسأله اساسی روبه رو هستیم: مدل مبنای سنجش و ابزار استفاده شده برای سنجش. در مبحث مدل های مبنای سنجش که به ساختار شناسی رغبت های شغلی می‌پردازند، تقریبا همه ابزار های موجود مبتنی بر مدل شش تیپی هالند[25](1997، به نقل از اسپوکان[26]،2005) مبتنی هستند. هالند در مدل خود شش تیپ واقعگرا، جستجوگر، هنری، اجتماعی، تهوری، و قراردادی[27] را معرفی می نماید و معتقد است که این شش تیپ می توانند به بهترین وجه، واریانس  تفاوت‌های تیپ شناختی افراد را در زمینه ارزشها، رغبت ها، توانایی ها، و خود ارزیابی‌ها؛ وهمچنین تفاوت‌های الگوهای محیط های مختلف شغلی را بر حسب نظام تقویت، توانایی های مورد نیاز، الگوی رغبت‌ها و ارزش‌های افراد شاغل (که بیشترین رضایتمندی را در هر محیط شغلی دارند)  توصیف، تبیین، و پیش بینی نمایند(برای اطلاع از ویژگی‌های هر تیپ، ر.ک: اکبرزاده، عابدی، و باغبان،1388). اگر چه در اغلب جوامع، به خصوص در آمریکا، این مدل حمایت‌های گسترده ای را جلب نموده است(برای مثال، لونگ[28] و تریسی،2006؛ سورکو و باباروویک[29]، 2006؛ دارسی[30] و تریسی،2007؛گوپتا[31] و تریسی،2008؛سیدرو پلو [32]و همکاران،2008؛ ناگی و همکاران،2009؛ اکبرزاده، عابدی، باغبان،1389)، اما مطالعات پردیگر و وانسیکل(1992؛ به نقل از پردیگر،2002) نشان داد که این مدل تنها در ساختاری دو بعدی می تواند به سنجش رغبت های شغلی بپردازد(دو بعد افراد/اشیا، و داده‌ها/اندیشه‌ها[33]). این در حالی است که مطالعات تریسی (تریسی و روندز،1996؛  تریسی،2002) نشان داد که ساختار رغبت های شغلی سه بعدی است.

بعد سوم که پرستیژ[34] نام دارد، عمود بر ساختار دو بعدی مدل هالند قرار گرفته، رغبت های شغلی را در سه سطح پرستیژ بالا، پرستیژ متوسط، و پرستیژ پایین توصیف، تبیین، و پیش بینی می‌کند. تریسی با تمثیلی از کره زمین و استفاده از مفاهیم  قطب شمال، نیمکره شمالی، خط استوا، نیکره جنوبی و قطب جنوب، چارچوب منسجم تری را برای ارایه ساختار رغبت های شغلی ارایه می دهد. طبق این مدل، هجده تیپ مسیر شغلی را می توان در سطح کره مشاغل ارائه کرد: هشت تیپ در دایره استوا، پنج تیپ در نیمکره شمالی و پنج تیپ در نیمکره جنوبی. در شکل 1، این مدل را می توان مشاهده کرد. هشت تیپ رغبت پایه شغلی (تسهیلگری اجتماعی، مدیریت، محاسبات کسب و کار، پردازش داده ها، فنی، محیط های بیرونی، هنری، و یاوری[35] در منطقه استوا قرار می گیرند. این هشت تیپ با شکل داده به یک دایره با فاصله نقاط مساوی و پیوسته، منعکس کننده رغبت‌های برخوردار از سطوح متوسط پرستیژ هستند. در این دایره شش تیپ های شش‌گانه هالندی  را نیز می توان قرار داد(با بهره گیری از قوانین هندسی).

 

 

 

شکل 1:مدل کروی تریسی(2002، ص122).

در این تصویر: R= واقع‌گرا، I= جستجوگر، A= هنری،  S= اجتماعی، E= تهوری، C= قراردادی

پنج تیپ رغبتی دیگر (علوم اجتماعی، کامپیوتر وکسب و کار، تجزیه و تحلیل مالی، علوم طبیعی، رهبری و تاثیرگذاری[36] )با قرار گرفتن در نیمکره شمالی توصیف‌کنندة حیطه های رغبت شغلی برخوردار از سطوح بالاتر پرستیژ هستند (چهار تیپ در مرکز نیمکره و یک تیپ در قسمت بالایی آن قرار می‌گیرد). مشابه با این پنج تیپ، پنج تیپ دیگر(کنترل کیفیت خدمات شخصی، ساختمان/تعمیرات، خدمات پایه، و امور پشتیبانی[37]) با قرار گرفتن در نیمکره جنوبی، توصیف‌کنندة حیطه رغبت‌های شغلی برخوردار از سطوح پایین  پرستیژ هستند. شکل1، نمایی کامل از مدل کروی[38] را ارایه می دهد.       

علاوه بر تریسی(2002)، مطالعات دیگری نیز به ارایه شواهد اعتبار بین المللی برای این مدل پرداخته اند. برای مثال، دارسی(2005) در ایرلند؛ لانگ[39] و همکاران(2005) در چین ؛  لیرونگ[40] و همکاران (2006)در ژاپن؛ سورکو (2008) در کرواسی؛ هدریح(2008) در صربستان؛ و اکبرزاده و همکاران(1388) در ایران. برای این مدل، بر خلاف مدل هالند تاکنون شواهدی از عدم برازش گزارش نشده است. مدل کروی  به عنوان آخرین و جامع‌ترین مدل ساختار شناسی رغبت های شغلی مطرح است( تریسی،2010). در سنجش رغبت های شغلی جامعه ایرانی نیز استفاده از این مدل به عنوان مبنای کار می تواند به فواید پژوهشی و مداخله ای بهتر بینجامد.

با توجه به اینکه، مدل‌های رغبت شغلی، بخصوص، مدل هالند و مدل کروی، بر مبنای نوع خاصی از مدل‌ها، به عنوان مدل‌های سرکومپلکس طراحی شده‌اند. پیچیدگی مدل‌ها می تواند نقش بسیار زیادی در افزایش قدرت و سودمندی یک مدل داشته باشد. در مدل‌های سرکومپلکس، فرض بر این است که مؤلفه‌های یک مدل بر اساس میزان ضرایب همبستگی بین آنها در الگوی خاصی قرار می‌گیرند. برای مثال، در طرح دایره‌ای مدل هالند، مؤلفه های نزدیکتر(مثل، تیپ واقع‌گرا و جستجوگر) نسبت به مؤلفه‌های دورتر (مثل واقع گرا و اجتماعی) ضرایب همبستگی قوی تری دارندو به همین مبنا، شش مولفه تیپ هالند در الگوی دایره ای خاصی نسبت به هم قرار می‌گیرندکه در آن کمترین ضرایب بین مؤلفه‌های متضاد(مؤلفه‌هایی که در دو سر یک قطر قرارمی گیرند) و بیشترین ضرایب همبستگی بین مولفه های همجوار مشاهده می‌شود. براین مبنا، مدل هالند پیش بینی‌های مفیدی از رضایتمندی و عملکرد شغلی ارایه می‌دهد. برای مثال، پیش بینی می‌شود افراد واقعگرا در محیط های جستجوگرانه یا قراردادی رضایتمندی و عملکرد بهتری داشته باشند تا در محیط‌های هنری، اجتماعی، یا تهوری. بر این مبنا، مدل هالند حداقل 72 پیش بینی مفید را ارایه می‌دهد ( تریسی و روندز،1993) در حالی که مدل کروی به خاطر پیچیدگی بیشتر، حداقل 9472 پیش بینی ارایه می‌دهد( تریسی،2002). این در حالی است که مطابق با جملات قبلی، مدل کروی، مدل هالند را نیز شامل می شود.

ابزارهای سنجش بر حسب نوع سؤال‌ها با یکدیگر تفاوت دارند. برخی با استفاده از عناوین مشاغل، برخی با استفاده از عناوین فعالیت ها، برخی با استفاده از عناوین موضوع‌های درسی، برخی با استفاده از تجربیات رویارویی با صاحبان مشاغل مختلف، و برخی نیز با ترکیبی از انواع مختلف پرسش‌ها به سنجش رغبت های شغلی می پردازند. اگرچه ابزارهای بسیار معتبر و مفیدی در زمینه سنجش رغبت‌های شغلی و در ایران نیز اعتبار یابی شده‌اند(برای مثال، سیاهه رغبت‌های استرانگ، حق شناس، عابدی، و باغبان،1385)، اما از این میان، تنها سیاهه کروی فردی بر اساس مدل کروی به سنجش رغبت‌های شغلی می پردازد(تریسی،2010). به عبارتی، بجز در سیاهه کروی فردی، در سایر ابزارها سنجش رغبت‌ها بر مبنای ساختار دو بعدی رغبت‌های شغلی صورت می پذیرد. در این میان اگر چه تلاش‌هایی برای سازگارکردن این ابزار ها با ساختار سه بعدی رغبت‌های شغلی صورت پذیرفته (برای مثال، اینارسودوتیر و روندز،2000)، اما نتایج این تلاش ها به حد مطلوبی نرسیده است. بنابراین، سیاهه کروی فردی، حداقل از نظر مدل زیربنایی، کاملترین ابزار موجود در زمینه سنجش رغبت‌های شغلی است. علاوه براین، سیاهه کروی فردی تنها ابزاری است که امکان سنجش رغبت ها و خودکارآمدی مسیر شغلی را بر اساس یک ساختار مشترک در سؤال‌ها و نیمرخ مقدور می سازد. از طرفی، در نیمرخ های تفسیری، این ابزار کامل تر از سایر ابزارهای موجود است( برای اطلاع بیشتر، ر.ک: تریسی،2002). از این رو، پیش بینی می شود سیاهه کروی فردی بتواند سودمندی های بیشتری را در زمینه پژوهش و مداخلات مشاوره مسیر شغلی در ایران فراهم نماید.

تریسی(2002) سیاهه کروی فردی را در قالب سه فرم طراحی نمود: فرم رجحان به فعالیت ها[41]، فرم خودکارآمدی در فعالیت ها[42] و فرم رجحان به مشاغل[43]. فرم رجحان به فعالیت ها، مدل کروی را بر اساس اندازه گیری رغبت های آزمودنی به عناوین فعالیتی مختلف مورد سنجش قرار می دهد، در حالی که در فرم رجحان به مشاغل، این کار از طریق عناوین مشاغل صورت می پذیرد، ولی هر یک از این ابزارها می‌تواند به تنهایی سنجش کاملی از رغبت‌های شغلی بر مبنای مدل کروی ارایه دهد(تریسی،2002). اکبرزاده و همکاران(1388) فرم رجحان به مشاغل را در دانشجویان دانشگاه اصفهان مورد هنجاریابی و اعتبار یابی کردند. در خصوص سایر ابزارها هنوز اقدام مشخصی در ایران صورت نگرفته است. این پژوهش سعی دارد با هنجاریابی و اعتباریابی فرم رجحان به فعالیت‌ها در دانش‌آموزان تربت حیدریه، گام مؤثر دیگری را در مسیر فراهم کردن امکان استفاده از ابزاری مفید و معتبر در ایران طی نماید. نتایج این پژوهش می تواند با قرارگرفتن در کنار نتایج اکبرزاده و همکاران(1388) امکان سنجش منعطف‌تر (برمبنای نیاز پژوهشگران یا گستردگی شناخت مراجعان از جهان مشاغل) و مفیدتری را از رغبت‌های شغلی فراهم نماید. علی رغم پژوهش‌های قبلی در زمینه رغبت‌های شغلی و رغبت‌سنج‌های شغلی(برای مثال، حق شناس و همکاران، 1385؛ یزدی و حسینیان، 1375)، تمام این پژوهش‌ها بر مبنای سنجش دو بعدی رغبت‌های شغلی استوار بوده‌اند. از طرفی، علی رغم گستردگی پژوهش‌های مبتنی بر رغبت‌های شغلی در مطالعات بین المللی، حیطه این مطالعات در ایران بسیار محدود و منحصر به چند مطالعه ساده بوده است.

در مجموع این پژوهش، علاوه بر مبنا قرار دادن مدلی کامل تر، به خاطر مبنا قرار دادن ابزاری متفاوت و جامع‌تر، در ایران پژوهشی تازه محسوب خواهد شد و نتایج آن می‌تواند به گسترده تر و غنی‌تر شدن مطالعات و مداخلات در حیطه رغبت‌های شغلی و حتی در سایر حیطه‌های مشاوره مسیر شغلی(مثل خودکارآمدی مسیر شغلی، رضایتمندی شغلی و بهزیستی روانی) کمک زیادی نماید.

تریسی(2002) پایایی ساختاری مدل خود را بر حسب تفاوت‌های فرهنگی و کاربست فرم‌های مختلف سیاهه کروی فردی اثبات کرد. بعلاوه، او شواهدی را در حمایت از وجود سه عامل مکنون داده‌ها- اندیشه‌ها، افراد- اشیاء و پرستیژ و همچنین وجود تفاوت‌های معقول در میانگین رغبت‌ها در میان مردان و زنان ارائه کرد( در مدل ارائه شده در شکل1، می‌توان چگونگی قرارگرفتن این ابعاد را در ارتباط با سایر ابعاد، مشاهده کرد). در چندین مطالعه بین فرهنگی ویژگی پایایی و روایی فرم رجحان به فعالیت‌ها بررسی و تایید شد: در مطالعه تریسی(2002) بر دانشجویان و دانش آموزان، ضریب پایایی از روش محاسبه آلفای کرونباخ[44] (روش همسانی درونی[45])، برای همه مقیاس‌ها بالاتر از 7/0 (بین 74/0 تا 92/0) آمد. وی در روش پیش آزمون - پس آزمون نیز ضرایب پایایی را برای همه مقیاس‌ها بالاتر از 7/0 (78/0 تا 88/0) گزارش داد. در نمونه‌های دانش آموزان دبیرستانی چینی (لانگ، آدامس، و تریسی، 2005) از روش محاسبه همسانی درونی با آلفای کرونباخ، ضرایب پایایی قابل قبولی (70/0<r) گزارش شد. در نمونه ایرلندی (دارسی،2005) ضریب پایایی (با آلفای کرونباخ) در تمام مقیاس‌ها بالاتر از 70/0 گزارش شد. در نمونه بزرگسالان صربستانی (هیدریح،2008)، ضرایب پایایی (از روش محاسبه آلفای کرونباخ) را بین 79/0 تا 87/0، و تنها در مقیاس تسهیلگری اجتماعی زیر 7/0 (69/0=r) گزارش شد. در نمونه دانشجویان کروات(سورکو، 2008) نیز پایایی قابل قبولی(از روش محاسبه آلفای کرونباخ) برای هر یک از هجده مقیاس گزارش شد(75/0 تا 92/0 در نمونه دانش آموزی، 70/0 تا 92/0 در نمونه دانشجویی). در برسی روایی، تریسی(2002)، در مطالعه ای که با اجرای همزمان فرم رجحان به فعالیت‌های سیاهه کروی فردی به همراه رغبت سنج استرانگ[46] و باور به مهارت‌ها[47]، از طریق بررسی روایی سازه، روایی مناسبی را برای همه مقیاس‌های هجده‌گانه گزارش می‌دهد. لانگ(لانگ، ادامس، و تریسی،2005)؛ دارسی،2005 ؛ هیدریح(2008)؛ و سورکو(2008)، نیز نتایجی را در حمایت از وجود روایی سازه در مقیاس‌های فرم رجحان به فعالیت‌ها ارائه نمودند. با این وجود، در این زمینه پژوهشی در ایران صورت نپذیرفته است.

هدف این مطالعه هنجاریابی، و تعیین پایایی و روایی  فرم رجحان به فعالیتها سیاهه کروی فردی در بین دانش آموزان دبیرستانی شهرستان تربت حیدریه بود. به این منظور، میزان پایایی از طریق محاسبه همسانی درونی با روش آلفای کرونباخ و از طریق باز آزمایی با فاصله زمانی 2 هفته، برای 18 مقیاس اصلی این ابزار تعیین گردید. برای محاسبه روایی فرم رجحان به فعالیت‌ها، با تکیه بر ساختار کروی تریسی از رغبت‌ها، به تعیین روابط بین نمره‌های دانشجویان در شش مقیاس مدل هالند رغبت‌سنج تحصیلی و شغلی هالند (یزدی و حسینیان،1375) و  هر یک از 18 مقیاس اصلی پرداخته شد.

بر اساس ساختار مدل کروی، انتظار می‌رود ضرایب همبستگی بین هر یک از مقیاس‌های هجده‌گانه فرم رجحان به فعالیت‌ها با مقیاس‌های همجوار هالندی در رغبت سنج تحصیلی و شغلی هالند نسبتا بالاتر از سایر ضرایب و معنادار(روایی سازه از نوع همگرا[48]) و با مقیاسهای معکوس هالندی در رغبت سنج تحصیلی و شغلی هالند پایین‌تر از سایر ضرایب و یا غیر معنادار باشد(روایی سازه از نوع واگرا[49]). در خصوص دو زیرمقیاس تأثیرگذاری و خدمات پشتیبانی، طبق پیش‌بینی مبتنی بر مدل کروی، انتظار می‌رود بیشترین حجم واریانس مجموع نمره‌های کل زیرمقیاسهای پرستیژ بالا با  زیرمقیاس تاثیرگذاری، و بیشترین حجم واریانس مجموع نمره‌های کل زیر مقیاس‌های پرستیژ پایین با زیر مقیاس خدمات پشتیبانی تبیین شود (روایی ساختاری[50]). چون نرم افزار و نیمرخ این آزمون بر اساس نمره‌های استانداردT طراحی شده است، در این پژوهش برای تبدیل نمره‌های خام به نمره‌های استاندارد، تنها به ارایه چارچوبی برای محاسبه نمره‌های استاندارد T پرداخته شد. سایر معیارها، همچون نمره‌های استاندارد بر حسب رتبه‌های درصدی در نیمرخ این آزمون کاربردی ندارند، و به همین جهت، در این پژوهش به آنها توجهی نشده است. پژوهش حاضر درصدد یافتن پاسخ برای سه سوال زیر است:

1-آیا  زیر مقیاس اصلی  فرم رجحان به فعالیت های سیاهه کروی فردی  در میان دانش آموزان دبیرستانی شهرستان تربت حیدریه از پایایی برخوردار است؟

2-آیا زیر مقیاس های اصلی فرم رجحان به فعالیت های سیاهه کروی فردی در میان دانش آموزان دبیرستانی تربت حیدریه از روایی برخوردار است؟

3- جداول هنجاری محاسبه نمره‌های استاندارد T در فرم رجحان به فعالیت‌های سیاهه کروی برای دانش آموزان دبیرستانی تربت حیدریه چگونه است؟

 

روش

نمونه:شامل 451 دانش‌آموز(210 مرد و241 زن) از دانش‌آموزان دبیرستانی شهرستان تربت‌حیدریه دانش‌آموزان مرد با دامنه سنی 13 تا 19 (میانگین 96/15 و انحراف معیار25/1) و دانشجویان زن با دامنه سنی 13 تا 19 سال( میانگین97/15 و انحراف معیار 40/1 ) به صورت تصادفی خوشه ای انتخاب (انتخاب تصادفی 5 مدرسه از بین تمام مدارس شهرستان، و انتخاب تصادفی یک کلاس از هر مقطع در هر مدرسه)، و پس از توجیه هدف پژوهش، به صورت داوطلبانه به پاسخگویی به پرسشنامه های پژوهش پرداختند. 391 نفر شامل 182 مرد(با دامنه سنی 13 تا 19، میانگین سنی 94/15 و انحراف معیار 27/1) و 209 زن(با دامنه سنی 13تا 19، میانگین 98/15 و انحراف معیار 44/1) همزمان به دو ابزار فرم فعالیت‌های کروی فردی و رغبت سنج تحصیلی و شغلی هالند پاسخ گفتند و 60 نفر(32 زن و  28 مرد، با دامنه سنی 13 تا 19 سال، میانگین سنی15/16، انحراف معیار 25/2سال) تنها فرم فعالیت‌ها را تکمیل نموده، پس از دو هفته مجددا به همین ابزار  پاسخ گفتند.

 

 فرم رجحان به فعالیت‌های سیاهه کروی فردی:  این ابزار در هجده زیرمقیاس شش سؤالی(در مجموع 108 سوال)، به منظور سنجش تیپ‌های رغبت مسیر شغلی، مطابق با مدل کروی تیپ شناسی رغبت مسیر شغلی (تریسی و روندز،1996؛ تریسی،2002)، و در سه سطوح سه‌گانه پرستیژ بالا (شامل پنج  زیر مقیاس علوم، علوم اجتماعی، رهبری و تاثیرگذاری، کامپیوتر و کسب و کار، تجزیه و تحلیل مالی)؛ پرستیژ متوسط (شامل هشت تیپ رغبت پایه: تسهیلگری اجتماعی، مدیریت، محاسبات کسب و کار، پردازش داده ها، فنی، طبیعت/ مناظر، هنری، یاوری)؛ و پرستیژ پایین( شامل پنج  زیرمقیاس کنترل کیفیت، امور پشتیبانی، خدمات شخصی، تعمیرات ساختمانی، و خدمات پایه) می شود. هر سوال یک عنوان فعالیت است ( برای مثال، «تعمیر اتومبیل» ) که آزمودنی باید میزان علاقه‌مندی خود را به آن فعالیت، با درج عددی از 1 (بسیار متنفرم) تا 7 (بسیار علاقمندم) مشخص نماید. نمره هر زیر مقیاس از محاسبه نمره‌های سؤال‌های آن زیر مقیاس محاسبه شده، از میانگین نمره‌های  زیرمقیاس‌های هر یک از سطوح سه گانه پرستیژ، می‌توان سه نمره برای سه سطح پرستیژ محاسبه نمود. با فرمول بندی متاثر از قاعده موقعیت‌یابی هندسی تیپ‌ها در ساختار دایره‌ای رغبت پایه، می‌توان نمره‌هایی برای شش تیپ هالندی و چهار مؤلفه دیگر (افراد، اشیا، داده‌ها و اندیشه‌ها) محاسبه نمود. همچنین از تقسیم حاصل جمع نمره‌های هجده مقیاس بر عدد 18، نمره کلی رغبت؛ و با استفاده از فرمول زیر، نمره پرستیژ محاسبه شد(بر مبنای راهنمای آزمون در تریسی،2002). این دو نمره برای کمک افزایش دقت تفسیر نتایج محاسبه شد.

 

2/((حاصل جمع سایر مقیاس‌های پرستیژ پایین)×71/0-امورپشتیبانی×2-( حاصل جمع سایر مقیاس‌های پرستیژ بالا)×71/0+تاثیرگذاری×2)=پرستیژ

این ابزار در ایران اعتبار یابی نشده است؛ ولی چند مطالعه انجام شده در نمونه‌های خارجی از پایایی و روایی آن حمایت می‌کند(برای مثال، تریسی، 2002؛ دارسی، 2005؛ هدریح، 2008؛ سورکو، 2008).

برای ترجمه این ابزار به زبان فارسی، ابتدا  با کسب اجازه از سازنده آن، به فارسی ترجمه و پس از تفکیک مواد آن بر حسب مقیاس‌های مربوطه، به سه نفر از اساتید حیطه روان‌شناسی صنعتی و سازمانی و مشاوره مسیر شغلی مسلط به زبان انگلیسی ارائه شد تا با توجه به هر مقیاس، صحت یا عدم صحت ترجمه عناوین را مشخص کنند. در گام بعد، به منظور تعیین روایی ترجمه، نسخه نهایی به زبان انگلیسی ترجمه و توسط مؤلف آزمون (تریسی، 2002) بررسی و تأیید شد.

رغبت‌سنج تحصیلی و شغلی هالند (یزدی و حسینیان،1375): ابزاری دارای چهار فرم رغبت به فعالیت‌ها، رغبت به مشاغل، تجربیات فعالیت شغلی، و خودسنجی است که در این پژوهش برای اجتناب از طولانی شدن پرسشنامه‌ها، تنها از فرم فعالیت‌های آن استفاده شد. این فرم دارای شش  زیرمقیاس واقعگرا، جستجوگر، هنری، اجتماعی، تهوری، و قراردادی  است که هرکدام از یازده سؤال (در مجموع 66 سؤال) شامل 11 عنوان فعالیتی تشکیل شده است. این ابزار به منظور سنجش تیپ‌های رغبت شغلی بر مبنای مدل شش ضلعی هالند (1997، به نقل از اسپوکان، 2005) طراحی شده است. نحوة پاسخ در این ابزار نیز مشابه با فرم رجحان به فعالیت‌های سیاهه کروی فردی انتخاب شد، بدین صورت که از آزمودنی‌ها خواسته شد تا میزان علاقه‌مندی خود به هر عنوان فعالیت را با اختصاص عددی از 1 (کاملا متنفرم) تا 7 (کاملا علاقه‌مندم) مشخص نمایند. یزدی و حسینیان(1375) این ابزار را، با اندکی تغییر در پرسشنامه رجحان سنج شغلی[51] هالند (1985، به نقل از یزدی و حسینیان،1375)، برای هدف کاربرد در هدایت تحصیلی دانش آموزان اول دبیرستان ارایه نموده‌اند. در پژوهش کنونی، پایایی  زیرمقیاس‌های این ابزار از 76/0 تا 94/0 مشاهده شد.

 

فرم سنجش ویژگی‌های دموگرافیک: برای سنجش ویژگی‌های دموگرافیک ( مثل سن، جنسیت، مقطع تحصیلی، گرایش تحصیلی) دانش آموزان به کار رفت.

 

نتایج

جدول 1، آماره های توصیفی مربوط به هجده مقیاس فرم رجحان به فعالیت های سیاهه کروی فردی را در دانش آموزان دبیرستانی تربت حیدریه نشان می دهد.

 

جدول1:آماره های توصیفی مقیاس‌های هجده گانه فرم رجحان به فعالیت‌های سیاهه کروی فردی(451=n؛ 210 مرد و 241 زن)  پس از حذف نمره‌های افراط و تفریط

 

 

 

      همان‌گونه که نتایج جدول  2 نیز نشان می‌دهد، در حیطه های محاسبات کسب و کار، پردازش داده‌ها، کامپیوتر و کسب و کار، و کنترل کیفیت تفاوتی بین سطح رغبت‌های دو جنسیت وجود ندارد. از طرفی، پسران در حیطه‌های فنی و امور پشتیبانی نسبت به دختران رغبت‌های بیشتری نشان داده‌اند، در حالی که در سایر حیطه‌ها دختران نسبت به پسران رغبت‌های بیشتری گزارش کرده‌اند. در بررسی رابطه بین ویژگی‌های جمعیت شناختی نمونه با نمره‌های مقیاس‌ها، در نمونه مردان هیچگونه رابطه معناداری پیدا نشد، اما نمونه زنان، برخی روابط منفی بین تحصیلات پدر با رغبت به حیطه‌های مدیریت
(27/0-=r،001/0=P)، یاوری(16/0-=r،03/0=P)، نمره‌های‌کلی پرستیژ بالا(19/0-=r،01/0=P)، پرستیژ پایین (21/0-=r،006/0=(P، و نمرة کلی رغبت‌ها(21/0-=r،004/0=P)، و تحصیلات مادر با رغبت به حیطه‌های مدیریت (16/0-=r،03/0=P)، نمره‌های کلی پرستیژ بالا(15/0-=r،04/0=P)، و پرستیژ پایین (18/0-=r،02/0=P) مشاهده شد.

 

جدول 2: مقایسه میانگین ها  مردان و زنان در 18 مقیاس فرم رجحان به فعالیت ها

 با آزمون  t مستقل

مقیاس

میانگین تفاوتها

t

Df

sig

مقیاس

میانگین تفاوتها

t

Df

sig

تسهیلگری

62/4-

57/6-

25/260

001/0

کامپیوتر وکسب و کار

24/0-

34/0-

74/272

73/0

مدیریت

14/1-

69/1-

66/257

09/0

کنترل کیفیت

83/0

04/1

63/266

30/0

محاسبات کسب و کار

51/0-

72/0-

58/282

47/0

امور پشتیبانی

36/2

07/3

71/293

002/0

پردازش داده ها

10/0

12/0

28/268

90/0

خدمات شخصی

16/3-

33/4-

41/280

001/0

فنی

67/1

08/2

57/281

04/0

تجزیه و تحلیل مالی

25/5-

16/7-

76/283

001/0

محیط های بیرونی

30/2-

89/2-

311

004/0

علوم

41/5-

43/7-

74/271

001/0

هنری

01/6-

37/7-

311

001/0

ساختمان/ تعمیرات

46/3-

67/4-

65/276

001/0

یاوری

37/5-

78/7-

311

001/0

خدمات پایه

57/1-

38/2-

93/276

02/0

علوم اجتماعی

47/5-

41/7-

59/275

001/0

پرستیژ

81/6-

30/7-

311

001/0

رهبری و تاثیرگذاری

25/1-

89/1-

83/267

06/0

نمره کلی رغبت

27/2-

13/4-

78/236

001/0

 

سوال اول: آیا زیر مقیاس‌های اصلی فرم رجحان به فعالیت های سیاهه کروی فردی در میان دانش‌آموزان دبیرستانی تربت حیدریه از پایایی برخوردار است؟ 

 

 

جدول 3:ضرایب پایایی همسانی درونی و ضرایب بازآزمایی(پس از دو هفته،60=n)

در مقیاس های فرم رجحان به فعالیت

بازآزمایی

آلفای کرونباخ

عنوان مقیاس

بازآزمایی

آلفای  کرونباخ

عنوان مقیاس

72/0

78/0

رهبری و تاثیرگذاری

74/0

75/0

تسهیلگری اجتماعی

77/0

82/0

کامپیوتر و کسب و کار

75/0

74/0

مدیریت

75/0

80/0

کنترل کیفیت

77/0

76/0

محاسبات کسب و کار

75/0

81/0

امور پشتیبانی

75/0

80/0

پردازه داده ها

74/0

81/0

خدمات شخصی

74/0

78/0

فنی

76/0

86/0

تحلیل مالی

74/0

73/0

محیط های بیرونی

71/0

80/0

علوم

76/0

77/0

هنری

73/0

80/0

ساختمان/ تعمیرات

75/0

70/0

یاوری

76/0

81/0

خدمات پایه

77/0

81/0

علوم اجتماعی

 

همان‌طور که در جدول  3 مشاهده می‌شود، ضرایب آلفای بالاتر از 70/0برای همه مقیاس‌ها. نشان‌دهندة پایایی قابل قبول در  زیر مقیاس‌های هجده‌گانه فرم رجحان به فعالیت‌های سیاهه کروی فردی است. ضرایب بازآزمایی نیز همه بالاتر از 70/0 است که بیانگر پایایی قابل قبول در همه  زیرمقیاس‌هاست.

 

سوال دوم: آیا زیر مقیاس های اصلی فرم رجحان به فعالیت های سیاهه کروی فردی در بین دانش آموزان دبیرستانی تربت حیدریه از روایی برخوزدار است؟

 

 

جدول 4:ماتریکس ضرایب همبستگی بین مقیاس‌های  هشتگانه رغبت پایه فرم رجحان به فعالیت‌ها با

مقیاس‌های ششگانه هالندی  رغبت سنج تحصیلی شغلی هالند

مقیاسهای ششگانه هالندی  در رغبت سنج تحصیلی شغلی هالند

 

قراردادی

تهوری

اجتماعی

هنری

جستجوگر

واقع گرا

**55/0

**69/0

**57/0

**55/0

**47/0

**28/0

تسهیلگری اجتماعی

مقیاسهای هشت گانه پایه در فرم رجحان به فعالیتهای سیاهه کروی فردی

**76/0

**51/0

**37/0

**31/0

**39/0

**34/0

مدیریت

**83/0

**45/0

**46/0

**30/0

**36/0

**42/0

محاسبات کسب و کار

**62/0

**23/0

**38/0

**30/0

**48/0

**55/0

پردازش داده

**48/0

**33/0

**35/0

**24/0

**57/0

**77/0

فنی

**39/0

**35/0

**46/0

**51/0

**89/0

**41/0

طبیعت

**40/0

**35/0

**53/0

**92/0

**60/0

**18/0

هنری

**44/0

**53/0

**79/0

**60/0

**51/0

**25/0

یاوری

**  نمایانگر ضرایب همبستگی با معناداری آماری کمتر یا مساوی  01/0 است.

* نمایانگر ضرایب همبستگی با معناداری آماری بین 01/0 تا 05/0 است.

 

     مطابق با جدول 4، بررسی ضرایب همبستگی بین زیرمقیاس‌های هشتگانه رغبت پایه فرم رجحان به فعالیت‌های سیاهه کروی فردی و زیرمقیاسهای شش‌گانه رغبت‌سنج تحصیلی و شغلی هالند نشان می‌دهد که بیشترین ضرایب بین تیپ های همجوار؛ یعنی بین تیپ تسهیلگری اجتماعی یا تهوری و اجتماعی؛ بین تیپ مدیریت با تهوری و قراردادی؛ بین تیپ محاسبات کسب و کار با قراردادی؛ بین تیپ پردازش داده‌ها با قراردادی، بین تیپ فنی با واقعگرا، بین تیپ طبیعت با جستجوگر؛ بین تیپ هنری با هنری؛ بین تیپ یاوری با هنری و اجتماعی بدست آمده است(نشان دهنده روایی سازه همگرا) و از طرفی، کمترین ضرایب بین تیپ‌های معکوس؛ یعنی بین تیپ تسهیلگری اجتماعی با واقعگرا، مدیریت، محاسبات کسب و کار، و پردازش داده ها با هنری و جستجوگر؛ فنی با اجتماعی؛ طبیعت با تهوری؛ و یاوری با واقعگرا به دست آمده است(روایی سازه واگرا).اگرچه در  زیرمقیاس هنری فرم رجحان به فعالیت های سیاهه کروی فردی کمترین ضریب همبستگی با  زیرمقیاس واقعگرا است، ولی نتایج در مجموع از وجود روایی (از نوع سازه واگرا و همگرا و همچنین روایی ساختاری[52]) در  زیر مقیاس‌های هشتگانه رغبت پایه حمایت می کند.

در بررسی ضرایب همبستگی بین پنح  زیر مقیاس پرستیژ بالای فرم رجحان به فعالیت‌های سیاهه کروی فردی و مقیاس‌های ششگانه رغبت سنج تحصیلی و شغلی هالند، جدول 5 نشان می‌دهد که بیشترین همبستگی بین علوم اجتماعی با  زیرمقیاس اجتماعی، بین کامپیوتر و کسب و کار با قراردادی، بین تجزیه و تحلیل مالی با قراردادی، بین علوم با جستجوگر، و کمترین ضرایب بین زیرمقیاسهای علوم اجتماعی با واقعگرا، کامپیوتر با هنری، تحلیل مالی با هنری، و علوم با تهوری وجود داشته است. این نتایج در مجموع، از روایی سازه (همگرا، واگرا) و روایی ساختاری چهار  زیرمقیاس پرستیژ بالا (تحلیل مالی، علوم، علوم اجتماعی، کامپیوتر) حمایت می کند.

 

جدول 5:ماتریکس ضرایب همبستگی بین 5 مقیاس رغبت پرستیژ بالای فرم رجحان به فعالیت‌ها

و مقیاس‌های ششگانه هالندی رغبت سنج تحصیلی شغلی هالند

مقیاسهای ششگانه هالندی  رغبت سنج تحصیلی شغلی هالند

 

قراردادی

تهوری

اجتماعی

هنری

جستجوگر

واقعگرا

**51/0

**44/0

**94/0

**54/0

**57/0

**26/0

علوم اجتماعی

پنج مقیاس پرستیژ بالای

فرم رجحان به فعالیت ها

**69/0

**32/0

**65/0

**48/0

**59/0

**24/0

تاثیرگذاری

**74/0

**45/0

**50/0

**36/0

**51/0

**36/0

کامپیوتر و کسب و کار

**75/0

**42/0

**50/0

**36/0

**54/0

**39/0

تجزیه و تحلیل مالی

**50/0

**24/0

**48/0

**25/0

**90/0

31/0

علوم طبیعی

**67/0

**56/0

**51/0

**35/0

**52/0

**62/0

کنترل کیفیت

پنج مقیاس پرستیژ پایین فرم رجحان به فعالیت ها

 

**33/0

**59/0

**29/0

**24/0

**24/0

**77/0

امور پشتیبانی

 

**36/0

**65/0

**45/0

**48/0

**40/0

**52/0

خدمات شخصی

 

**20/0

**51/0

**19/0

08/0

**22/0

**81/0

ساختمان/تعمیرات

 

**30/0

**82/0

**38/0

**27/0

**28/0

**53/0

خدمات پایه

 

**  نمایانگر ضرایب همبستگی با معناداری آماری کمتر یا مساوی  01/0 است.

* نمایانگر ضرایب همبستگی با معناداری آماری بین 01/0 تا 05/0 است.

 

     از طرفی، محاسبه ضرایب همبستگی بین نمرة کلی زیرمقیاس‌های پرستیژ بالا با هر زیرمقیاس نشان داد که، زیرمقیاس تأثیرگذاری، مطابق با الگوی قابل پیش‌بینی مبتنی بر مدل کروی، بیشترین حجم واریانس نمرة کلی را تبیین می‌نماید (79%، 79/0=2r)، که این نشان‌دهنده روایی سازه همگرا و ساختاری در این  زیرمقیاس بود. نتایج بررسی ضرایب همبستگی بین پنج  زیرمقیاس پرستیژ پایین فرم رجحان به فعالیت‌های سیاهه کروی فردی با شش  زیرمقیاس رغبت سنج تحصیلی شغلی هالند، آن‌گونه که در جدول 5 ارایه شده است، بیشترین همبستگی ها را بین  زیرمقیاس کنترل کیفیت با قراردادی؛ بین خدمات شخصی با تهوری؛ ساختمان و تعمیرات با واقعگرا، و خدمات پایه با تهوری، و کمترین ضرایب بین  زیرمقیاس‌های کنترل کیفیت با هنری، خدمات شخصی با قراردادی، ساختمان با هنری، و خدمات پایه با هنری و جستجوگر نشان داد. در کل این نتایج نشان دهنده روایی ( سازه واگرا و همگرا، و روایی ساختاری) در سه زیرمقیاس کنترل کیفیت،، خدمات پایه و ساختمان است. در زیرمقیاس خدمات شخصی، مطابق با پیش بینی های مبتنی بر مدل کروی بالاترین همبستگی با زیرمقیاس اجتماعی مشاهده می‌شد، در صورتی که، علارقم رابطه مثبت نسبتا بالا با تیپ اجتماعی (45/0=r)، بیشترین همبستگی با زیرمقیاس تهوری مشاهده شد(65=r). از طرفی، خلاف انتظار، رابطه خدمات شخصی با تیپ واقعگرا بیشتر از اغلب تیپ‌های ششگانه دیگر بود (52/0=r)؛ در صورتی که انتظار می‌رفت این رابطه نسبت به دیگر رابطه‌ها ضعیف‌تر باشد. در زیرمقیاس امور پشتیبانی، مطابق با پیش‌بینی مبتنی بر مدل کروی، بیشترین حجم واریانس مجموع زیرمقیاس‌های پرستیژ پایین را تبیین کرد(81%،81/0=2r)، که این نشان دهندة روایی ( از نوع ساختاری و سازه همگرا) در زیرمقیاس امور پشتیبانی بود.

 

سوال سوم: جدول هنجاری محاسبه نمره‌های استاندارد T در فرم رجحان به فعالیت های سیاهه کروی برای دانش آموزان دبیرستانی تربت حیدریه چگونه است؟

 

جدول6:نمونه ای از نمره‌های استاندارد T برای مقیاس های هشتگانه رغبت پایه

در دانش آموزان دبیرستانی تربت حیدریه

نمره خام

تسهیلگری

مدیریت

محاسبات

پردازش داده

فنی

محیط بیرونی

هنری

یاوری

مرد

زن

مرد

زن

مرد

زن

مرد

زن

مرد

زن

مرد

زن

مرد

زن

مرد

زن

6

25

7

20

6

24

18

25

18

23

21

25

20

27

15

22

3

11

32

16

27

16

31

27

31

26

29

28

32

27

33

23

29

12

16

39

36

35

27

39

36

38

34

36

36

39

35

40

30

36

22

21

46

42

42

37

46

45

44

42

43

44

46

42

46

37

43

31

26

53

52

49

47

54

54

50

50

49

52

53

49

53

45

51

41

31

61

57

57

57

61

63

56

58

56

59

60

57

60

52

58

50

36

68

59

64

67

69

71

62

66

62

67

66

64

66

59

65

60

41

75

69

72

77

76

80

69

74

69

75

73

71

73

66

72

69

42

76

73

73

80

78

82

70

76

70

76

75

73

74

68

74

71

جدول 1، میانگین و انحراف استاندارد نمره‌های را در هجده زیر مقیاس فرم رجحان به فعالیت‌های سیاهه کروی فردی به تفکیک جنسیت ارایه نموده است. بنابر داده های این جدول می‌توان به راحتی هر نمرة خامی را در هر زیر مقیاس به نمره‌های استاندارد T تبدیل نمود. به همین خاطر، برای پرهیز از طولانی شدن متن، به ارایه نمونه ای از نمره‌های استاندارد  T در جدول 6 بسنده شد. برای محاسبه سایر نمره‌های می‌توان به روش ارایه شده در پیوست 1، عمل نمود. در جدول 6، ستون اول، تعدادی نمرة خام را برای نمونه ارایه می‌نماید و در سایر ستون‌ها، نمره‌های استاندارد T معادل هر نمرة خام در ردیف مقابل آن، به تفکیک جنسیت برای هر یک از مقیاس‌های هشتگانه رغبت پایه ارایه شده است.

 

بحث و نتیجه‌گیری

هدف این پژوهش هنجاریابی و بررسی ویژگی‌های روان‌سنجی فرم رجحان به فعالیت‌های سیاهه‌کروی فردی در دانش‌آموزان دبیرستانی شهرستان تربت حیدریه بود که به صورت جزیی تر، در سه مورد بررسی شد: بررسی پایایی هجده مقیاس اصلی ؛ بررسی روایی هجده مقیاس اصلی، و تهیه جدول نمره‌های هنجار T.

همخوان با نتایج اغلب پژوهش‌های قبلی(ازجمله، تریسی،2002؛ دارسی،2005، لانگ و همکاران، 2005؛ هدریح،2008؛ سورکو،2008) میانگین نمره‌های پسران در زیرمقیاس‌های فنی و امور پشتیبانی، بیشتر از دختران بود، و میانگین نمره‌های دختران در زیرمقیاس‌های هنری، یاوری، تسهیلگری اجتماعی، بیشتر از پسران بود. از طرفی، برخلاف نتایج سایر پژوهشهای خارجی و هماهنگ با نتایج مطالعه اکبرزاده(اکبرزاده، عابدی، و باغبان،1388) میانگین نمره‌های دختران در  زیرمقیاس طبیعت/محیطهای بیرونی(که مرتبط با زیرمقیاس جستجوگر هالند است) بیشتر از میانگین پسران است. تریسی و سودانو[53] (2008) در پی بررسی نتایج چندین مطالعه در الگوی رشد و تحول رغبت‌های شغلی، بدین نتیجه رسیدند که دختران (اغلب در جامعه آمریکا) در مقطع راهنمایی به طرز عجیبی، نسبت به پسران دچار افت عمیق‌تری در رغبت‌های جستجوگرانه خود می شوند؛ به طوری که آثار این افت به سنین و مقاطع بالاتر هم می رسد، که در نتیجه آن، به طور نسبتا ثابت، پسران رغبتهای جستجوگرانه بالاتری نسبت به دختران دارند. این در حالی است که در نتایج مطالعات انجام شده در ایران(برای مثال، حق شناس و همکاران،1385؛ اکبرزاده و همکاران،1388،1389) پسران میانگین کمتری در رغبت های جستجوگرانه کسب نمودند. نتایج مطالعه کنونی در کنار نتایج اکبرزاده و حق شناس می تواند این فرض را مطرح سازد که سیر تحولی ارایه شده توسط تریسی و سودانو(2008) به حد قابل ملاحظه ای وابسته به شرایط فرهنگی است و نمی توان آن را جهانشمول دانست. در این مطالعه مشاهده شد که دختران در نمره‌های پرستیژ میانگین‌های بیشتری نسبت به  پسران کسب نموده اند(30/7=t، 311=df، 001/0=sig). این یافته را در ارتباط با مقایسه نمره‌های زیر مقیاس امور پشتیبانی نیز می توان مشاهده نمود.

همان‌طور که در ساختار مدل کروی فرض شده است(ر. ک: شکل 1)، زیر مقیاس امور پشتیبانی در پایین ترین سطح پرستیژ قرار دارد (قطب جنوب). این در حالی است که نمرة پسران در این زیر مقیاس بیشتر از دختران بود (07/3=t، 71/293=df، 002/0=sig ). با توجه به اینکه نمره بالاتر از صفر در این حیطه نشانه ارجحیت رغبت‌های پرستیژ بالا به پرستیژ پایین است ( و بالعکس)، می توان این نتیجه را گرفت که دختران به سطح پرستیژ در انجام فعالیت‌ها اهمیت بیشتری می دهند تا پسران. همان‌طور که مشاهده شد، میانگین نمره‌های پسران در این حیطه منفی(73/2-=m) و برای دختران مثبت بود (08/3=m). این نتایج نشان می‌دهد پسران در مجموع به فعالیت های پرستیژ پایین رغبت های بیشتری نشان می‌دهند تا رغبت‌های پرستیژ بالا و همچنین دختران به فعالیت های پرستیژ بالا رغبت بیشتری نشان می دهند تا به رغبت‌های پرستیژ پایین. اگرچه این موضوع در مطالعات قبلی(چه در داخل و چه در خارج از کشور) مورد بحث و بررسی قرار نگرفته است، اما با توجه به درگیر بودن عامل پرستیژ با سطح تلاش و مهارت مورد نیاز برای هر فعالیت(سودانو و تریسی،2008) و همچنین نقش علیت خودکارآمدی در رغبت‌های شغلی به حیطه‌های مختلف(لنت،2005)، این انتظار می‌رود که پسران به خاطر برآوردهای پایین‌تر از سطح توانمندی‌ها و مهارت‌هایشان، در فعالیت‌های پرستیژ بالا، نسبت به دختران رغبت‌های کمتری نشان داده‌اند. این یافته ابعاد وسیعی دارد که پرداختن به آن در اینجا مقدور نیست. البته، این موضوع، با توجه به اهمیت بالای خودکارآمدی در نتایج مسیر شغلی(لنت،2005؛ بتز،2007؛ لنت و همکاران،2008) می تواند محور بسیار مناسبی برای بررسی‌های بعدی باشد.

نکته مهم دیگری که در ارتباط با مقایسه میانگین رغبت های دختران و پسران مطرح است، سطح کلی نمره‌های رغبت می‌باشد. در اغلب مطالعات خارج از کشور (برای مثال، تریسی،2002؛ دارسی، 2005؛ سورکو،2008)مشخص شد که دختران در مقیاس‌های مرتبط با حیطه‌های اجتماعی(شامل یاوری و تسهیلگری) و هنری میانگین‌های بیشتری نسبت به پسران داشتند  و در سایر حیطه‌ها، میانگین نمره‌های رغبت شغلی پسران بیشتر است(به ویژه در حیطه‌های جستجوگرانه و واقع‌گرایانه). اما همان‌طور که در مطالعه فعلی مشخص شد، در رغبت‌های پایه، تنها پسران در حیطه فنی نمره‌های بیشتری را کسب نموده  بودند (08/2=t،57/281=df،001/0=P) و در سایر حیطه‌ها (بجز حیطه کامپیوتر، محاسبات، و مدیریت) دختران میانگین بیشتری کسب نموده بودند. این یافته با توجه به مقایسه نمره کلی رغبت‌ها، تلویحات پیچیده تری می یابد.                                                                   

 مقایسه نمره کلی نشان داد که دختران به طور کلی، نمره‌های بیشتری را در رغبت به فعالیت‌ها کسب می‌نمایند (13/4=t، 78/236=df،001/0=P). تریسی (2008ب) نشان داد که نمره کلی رغبت‌ها عامل تعدیل‌کننده مهمی در ارتباط سطح همخوانی رغبت‌های شغلی با نتایج شغلی است. بنابر نتایج تریسی، نمرات بالا در رغبت‌های کلی همبستگی مثبت و معناداری با سطح انعطاف پذیری در برابر تغییرات محیط کار، خلاقیت، کنجکاوی، و سطح نمره‌های تحصیلی دارد. همچنین نتایج مطالعه تریسی نشان داد هرچه سطح نمرات کلی رغبت بالاتر باشد رابطه همخوانی با نتایج شغلی پایین تر می آید. به عبارتی، در این صورت کسب رضایت شغلی ارتباط معناداری با انتخاب محیط شغلی همخوان با رغبت‌های افراد نخواهد داشت، بلکه این افراد می توانند در اغلب محیط‌های شغلی سطوح مطلوب رضایتمندی شغلی را تجربه نمایند. با توجه به ارتباط خلاقیت و کنجکاوی و سطح نمره‌های تحصیلی بالا با حیطه فعالیت‌های جستجوگرانه(که معادل با زیر مقیاس پرستیژ متوسط محیط‌های بیرونی)، انتظار می‌رود در صورت صحت ادعای تریسی، اگر دختران نمره‌های کلی بالاتری دارند، درحیطه  جستجوگرانه نیز نمره‌های بالاتری داشته باشند. همان‌طور که نتایج جداول 1 و 2 نشان داد، رغبت‌های دختران در این حیطه بیشتر است(که البته دقت این یافته با توجه به نسبت جمعیتی دانشجویان دختر و پسر در دانشگاه‌ها که ارتباط بالایی با رغبت‌ها و خودکارآمدی در حیطه جستجوگرانه دارد نیز قابل تایید است).

در مجموع، مطالب و یافته‌های فوق نشان می‌دهد، اگر تفاوتی در الگوی تفاوت رغبت‌های شغلی دانش‌آموزان ایرانی و دانش‌آموزان برخی فرهنگ‌های دیگر وجود دارد (همان‌گونه که در نتایج اکبرزاده و همکاران1388،1389 و حق شناس و همکاران، 1385 نیز مشاهده شد) تا حد زیادی مرتبط با نمره‌های کلی رغبت است. بنابر این نتایج، این فرضیه‌ها ارایه می‌شود: دختران دانش آموز  نسبت به پسران ( حداقل در دانش آموزان تربت حیدریه و اصفهان) کنجکاوی بیشتری دارند، نسبت به تغییرات محیط تحصیلی و شغلی منعطف ترند، رضایت تحصیلی و شغلی آنها وابستگی کمتری به پیدا کردن محیط شغلی همخوان با رغبت‌های شغلی دارد، و همچنین معدل‌های بالاتری در نمره‌های تحصیلی خود کسب می نمایند(به عبارتی، شاید بتوان بیان کرد که عملکرد تحصیلی موفقتری دارند).

مطالعه ضرایب پایایی نشان داد که تمام زیرمقیاس‌های هجده‌گانه از پایایی قابل قبولی برخوردارند(70/=<r). پس می‌توان بیان کرد که فرم رجحان به فعالیت‌های سیاهه کروی فردی(فرم رجحان به فعالیت های سیاهه کروی فردی) در دانش آموزان دبیرستانی شهرستان تربت حیدریه از پایایی مناسبی برخوردار است. یا به عبارت دیگر، این ابزار می تواند در تحقق سنجش پایایی از رغبت‌های شغلی دانش‌آموزان دبیرستانی تربت حیدریه بر اساس مدل کروی رغبت های شغلی (تریسی و روندز،1996؛ تریسی،2002) موفق باشد.

از طرفی، شواهد بررسی روایی نشان می‌دهد که بجز در زیرمقیاس خدمات شخصی، سایر زیر مقیاس‌ها از اعتبارمناسبی برخوردارند. البته، باید خاطر نشان کرد مطالعات بین المللی به بیان جزئیات ضرایب همبستگی بین زیرمقیاس‌های فرم رجحان به فعالیت‌های سیاهه کروی فردی با زیرمقیاس‌های هالندی نپرداخته‌اند، از این‌رو، نمی‌توان این نتیجه را با نتایج مطالعات بین المللی مقایسه کرد. البته، اکبرزاده و همکاران(1388) در بررسی مقایسهای تلفیقی مبتنی بر فرم رجحان به مشاغل سیاهه کروی فردی در دانشجویان دانشگاه اصفهان نیز مشابه با نتایج این مطالعه، تنها در  زیرمقیاس خدمات شخصی روایی مناسب را مشاهده نکرد. این نکته خود می تواند چند دلیل داشته باشد: احتمالا در ساختار مدل کروی اشکالی وجود ندارد و این مشکل با تفاوت‌های فرهنگی جامعه ایرانی با آمریکا مرتبط است که باعث شده است عناوین فعالیتی و شغلی در دو فرهنگ، تیپ های شخصیتی متفاوتی را جذب نمایند. به این صورت که مواد فعالیت و مشاغل انتخاب شده برای سنجش تیپ خدمات شخصی در آمریکا بیشتر افرادی را جذب خود می نماید که گرایش‌های رجحانی به تیپ های اجتماعی و حتی هنری دارند، در صورتی که در جامعه ایرانی، این عناوین فعالیتی یا شغلی، بیشتر افرادی را جذب خود می‌نماید که گرایش‌های واقعگرا و تهوری دارند. این امر می تواند به دلیل نگرش‌ها و باورهای متفاوتی باشد که هنگام رویارویی با این فعالیت‌ها یا مشاغل در ذهن دانش آموزان و دانشجویان دو فرهنگ تحریک و فعال‌سازی می‌شود. این نشان می دهد که احتمالاً، عناوین فعالیتی و شغلی انتخاب شده برای این زیرمقیاس نمی توانند ارایه‌گر مناسبی برای زیرمقیاس خدمات شخصی در ایران باشند و باید از مواد متناسبتری برای این  زیرمقیاس در ایران استفاده شود. البته، این مشکل را  می توان به اشکال در ترجمه عناوین فعالیت یا مشاغل به فارسی نیز نسبت داد، اما با توجه به وسواسی که در ترجمه این دو ابزار به عمل آمده، این احتمال بسیار محدود است. همچنین، این موضوع را می توان به یک ناهمخوانی ساختاری جزیی در مدل کروی در تناسب با ساختار رغبت‌های شغلی دانش آموزان ایرانی نسبت داد. البته، این مورد نیاز به بررسی بیشتری نیاز دارد.

در مجموع، ضرایب بین تیپ های شخصیت ششگانه هالندی  با  زیرمقیاس‌های هجده گانه به طور معناداری مثبت و بالا بود. این نشان می دهد که در صورت برازش ساختار دایره‌ای رغبت‌ها با ساختار رجحان به فعالیت‌ها در دانش‌آموزان دبیرستانی شهرستان تربت حیدریه، قطر دایره کوچک خواهد بود (نقاط تشکیل دهنده این دایره که هرکدام نماینده یک تیپ شخصیتی یا رغبت شغلی است، به همدیگر نزدیک خواهند بود). این موضوع چند مضمون کاربردی دارد که از مهمترین آنها می توان به موارد زیر اشاره نمود: 1-در مجموع یا به طور میانگین، سطح هویت مسیر شغلی[54] (میزان صراحت یا تمرکز در رجحان‌ها، آرزوها، و خود پنداره فرد) در دانش آموزان دبیرستانی تربت حیدریه پایین است.

بنابر یافته‌های گاتفردسون و دوفی (2008)، در مواردی که سطح هویت مسیر شغلی پایین باشد، میزان پیش بینی‌پذیری (یا منطق نظری بر اساس مدل هالند) رفتار شغلی کاهش می یابد، و همچنین، فرد احتمال موفقیت کمتری را در پیدا کردن محیط شغلی همخوان با ویژگی های شخصیتی و سایر ویژگی های منحصر به فرد خود خواهد داشت، درنتیجه سطح احتمال رضایت شغلی این افراد نیز کاهش خواهد یافت، و در مجموع، چنین افرادی سطوح پایین تری از بهزیستی روانی را تجربه می نمایند. این امر نشان می دهد که در برنامه هدایت شغلی و تحصیلی دانش آموزان دبیرستانی و حتی مقاطع پایین تر در تربت حیدریه، نیاز جدی به آموزش شغلی است. چون سطح هویت مسیر شغلی در گرو شناخت هر فرد از ویژگی‌های مرتبط با مسیر شغلی خود و محیط پیرامون ( دنیای مشاغل) است( هالند،1997، به نقل از اسپوکان،2005)، پس دلیل عمده نامطلوب بودن سطح هویت مسیر شغلی آنها را می توان در پایین بودن آگاهی آنها از ویژگی های شغلی خود و دنیای مشاغل دانست. برای بهبود شرایط، اهداف خودشناسی شغلی، آشنایی با مشاغل، و کسب تجربیات شغلی را می توان در قالب برنامه‌هایی، همچون: باشگاه مشاغل، نمایشگاه مشاغل، و سایر برنامه‌های اکتشاف شغلی طرح ریزی و دنبال نمود.  

تریسی(2008) نشان داد که پیروی از ساختار مدل هالند در چارچوب دهی شناختی از ویژگی‌های شغلی خود و همچنین از دنیای مشاغل - که در اصطلاح گاتفردسون(2005) به ترتیب با عناوین خودپنداره و نقشه شناختی مشاغل  نامیده می شوند- می تواند به حد قابل توجهی به میزان یقین شغلی[55] بیفزاید، از بلا تصمیمی در مسیر شغلی بکاهد و خودکارآمدی  در تصمیم گیری مسیر شغلی را افزایش دهد. پس به عنوان ساده ترین برنامه آموزشی و مداخله ای، می توان آموزش ساختار تیپ شناختی هالند (و همچنین مدل کروی) را به این دانش‌آموزان پیشنهاد نمود؛ 2- در سنجش رغبت‌های شغلی دانش‌آموزان تربت حیدریه، تکیه بر نتایج سنجش یک مرحله‌ای، از اعتبار بسیار ناچیزی برخوردار، و بلکه نامعتبر خواهد بود. چون به علت پایین بودن سطح هویت مسیر شغلی - که قبلا هم اشاره شد- الگوی تیپ شناختی افراد از ثبات خاصی برخوردار نبوده (در این حالت رغبت‌ها بیشتر بعد هیجانی را مطرح می‌سازند تا بعد شخصیتی، و بنابر نظریه گاتفردسون (2005) این دانش آموزان هنوز به مرحله چهارم سازش با محدودیتها وارد نشده اند) و ساختارمندی رفتار شغلی پایین است. پیشنهاد می‌شود که به برنامه‌های سنجش چند مرحله‌ای ( در طول سال‌های تحصیلی دبیرستان) و همچنین چند خصیصه‌ای (از جمله ارزش‌ها، باورها، مهارت‌ها، خودکارآمدی، و شخصیت شغلی) نیز پرداخته شود؛ 3- به علت پایین بودن سطح هویت مسیر شغلی، در سنجش دو بعدی، باید از ابزارهای سنجش برخوردار از ساختار متشکل از تعداد مؤلفه‌های محدودتر (مثل مدل چهار مؤلفه‌ای و دو بعدی پردیگر) استفاده شود. چون نتایج مدل‌های مبتنی بر تعداد مؤلفه‌های بیشتر (مثل مدل شش مؤلفه‌ای هالند و مدل هشت مؤلفه‌ای تریسی) برای سطوح بالاتر هویت شغلی مفید خواهد بود. این نشان می دهد که ابزار سیاهه کروی فردی (شامل هر سه فرم) به علت پیروی از الگوی ساختاری منعطف تر (مدل کروی) می تواند در زمینه سنجش رغبت‌های شغلی از سایر ابزارهای مشابه مفیدتر باشد. در زمینه سنجش سه بعدی (در نظر گرفتن بعد پرستیژ)، برای سنجش اولیه بعد پرستیژ، به جای استفاده از نمره‌های تفکیک شده هر یک از  زیرمقیاس‌های هجده‌گانه در هر سطح پرستیژ، می‌توان از نمره کلی پرستیژ در هر سطح (شامل سه نمره کلی از  زیر مقیاس‌ها در سه سطح پرستیژ بالا، متوسط، و پایین) استفاده کرد.

در مجموع، نتایج این مطالعه نشان داد که ابزار فرم رجحان به فعالیت‌های سیاهه کروی فردی، ابزاری پایا و معتبر در سنجش تیپ‌های رغبت مسیر شغلی در دانش آموزان دبیرستانی تربت‌حیدریه است. نتایج این مطالعه بر حمایت‌های بین‌المللی از اعتبار فرم رجحان به فعالیت‌های سیاهه کروی فردی می‌افزاید. با توجه به تأیید وجود روایی ساختاری تقریبا در همه  زیرمقیاس‌ها، می توان این نتیجه را نیز گرفت که مدل کروی نیز در ساختار رغبت‌های شغلی (مبتنی بر رجحان به فعالیت‌ها) دانش آموزان دبیرستانی تربت‌حیدریه از اعتبار لازم برخوردار است. پس نتایج این مطالعه می‌تواند به طور غیرمستقیم، تأییدی بر حمایت از اعتبار بین المللی مدل کروی تیپ شناسی مسیر شغلی نیز باشد.

محدودیت‌ها: این پژوهش تنها بر دانش‌آموزان دبیرستانی تربت‌حیدریه انجام شد. نمونه نیز به نسبت مساوی از تمام گرایش‌های آموزشی آموزش و پرورش در دبیرستان های انتخاب نشد. میزان درک آزمودنی ها از سؤال‌ها به طور مناسب کنترل نشد(ولی سعی شد تا سوالات در نهایت فهم پذیری ارایه شود). تنها از نتایج یک باز اجرای پرسشنامه استفاده شد، در صورتی که اگر میانگین دو یا چند مرحله اجرای پرسشنامه (با رعایت فاصله زمانی مناسب) مورد بررسی قرار می‌گرفت، می‌توانست نتایج معتبرتری را در پی داشته باشد.

پیشنهادها: از نتایج مستقیم و غیرمستقیم این پژوهش، پیشنهادها فراوانی برای پژوهشگران و مشاوران شغلی قابل استخراج است که در اینجا امکان پرداختن به همه آنها نیست. به همین خاطر، به ارایه چند نمونه از مهمترین پیشنهادها اکتفا می شود: پیشنهاد می‌شود این مطالعه در گستره‌های جمعیتی بزرگتری نیز تکرار شود. همچنین گروه‌های سنی، تحصیلاتی، و فرهنگی مختلف ایران به صورت مقایسه‌ای مطالعه شوند. پیشنهاد می‌شود که مطالعاتی در زمینه اعتباریابی مدل‌ کروی با استفاده از رجحان به فعالیت‌ها انجام شود. در این پژوهش مشخص شد که اگر این آزمون، جداگانه اجرا شود و آزمونی دیگر به آن پیوست نشود، نتایج مناسبتری به دست می‌آید. پیشنهاد می‌شود هنگام اجرای آزمون، از پیوست کردن آن به آزمون‌های طولانی جدا پرهیز شود، چون به احتمال زیاد این آزمون اعتبار ساختاری خود را از دست خواهد داد. همچنین، پیشنهاد می‌شود، پیش از اجرای آزمون در جوامع آماری دیگر، ابتدا از قابل درک بودن مواد آزمون اطمینان حاصل شود. پیشنهاد می‌شود برای سنجش رغبت‌های دانش آموزان (به ویژه دانش‌آموزان تربت حیدریه) به هیچ عنوان به نتایج یک مرحله اکتفا نشود، بلکه نتایج حداقل دو مرحله با فاصله زمانی بیش از دو هفته بررسی شده، در صورت ثبات الگوی تیپ شناختی، نتایج ملاک هدایت شغلی یا تحصیلی قرار گیرد. پیشنهاد می‌شود، معلمان آن‌گونه که در آزمون رغبت سنج تحصیلی و شغلی هالند عمل می نمایند، نمره‌های خام را ملاک تصمیم‌گیری خود قرار ندهند (چون نتایج وجود تفاوت میانگین‌های تیپ‌های رغبت شغلی را حداقل بر حسب جنسیت نشان داد)، بلکه از نمره‌های استاندارد استفاده کنند. در این پژوهش، فرض تفاوت سیر تحویلی در سطح رغبت‌های شغلی دختران و پسران در ایران و آمریکا و همچنین، وابسته به فرهنگ بودن این سیر مطرح شد. پیشنهاد می‌شود مطالعات بعدی این موضوع را در قالب مطالعات طولی پیپگیری نمایند. نتایج این مطالعه به طور تلویحی از سه بعدی بودن ساختار رغبت‌های شغلی حمایت کرد(به خاطر وجود اعتبار ساختاری در زیر مقیاس‌های اصلی)، اما همان‌گونه که سودانو و تریسی (2008) نیز نشان دادند که عوامل تاثیرگذار بر سطح پرستیژ در رغبت به عناوین فعالیت‌ها تا حدودی با عوامل مؤثر بر سطح پرستیژ در رغبت به عناوین شغلی متفاوت است. این در حالی است که در مطالعه کنونی تنها وجود تفاوت بین میانگین های دو جنس در سطح پرستیژ بررسی شد. پیشنهاد می شود مطالعات بعدی، این عوامل موثر را در فرهنگ ایرانی مورد بررسی و مقایسه کنند. همان‌گونه که نتایج مطالعه تریسی (2008) نشان داد، با افزایش تبعیت ساختار آزمودنی‌ها از مدل هالند و ساختار رغبت‌های شغلی، نتایج مرتبط با تصمیم‌گیری شغلی بهبود می‌یابد، و همچنین، زمانی که نتایج رغبت‌های شغلی همخوانی بیشتری با نتایج خودکارآمدی شغلی داشته باشد، قدرت پیش بینی‌های مرتبط با مدل رغبت‌های شغلی به طرز چشمگیری افزایش می یابد. بنابراین پیشنهاد می‌شود در کابردهای مداخله‌ای، نتایج رغبت‌های شغلی (از جمله نیمرخ ابزار اعتباریابی شده در این پژوهش) درکنار نتایج سنجش خودکارآمدی شغلی بررسی و تفسیر شوند؛ و همچنین، در برنامه آموزش شغلی دانش آموزان به افزایش تبعیت رغبت‌های شغلی از ساختار مدل شناختی این سازه توجه شود. در این مطالعه، مشخص شد که دختران در عامل پرستیژ، نمره‌های رغبت بالاتری از پسران کسب می نمایند. از این رو، پیشنهاد می‌شود مطالعات بعدی فرض ارتباط این موضوع با سطح برآورد توانمندی ها و مهارت‌ها را به طور دقیق‌تر بررسی کنند.

قدردانی: از پرفسور ترنس تریسی(سازنده آزمون)، که اجازه استفاده از این آزمون را دادند و همچنین، در ارائه منابع لازم از هیچ کوششی دریغ نورزیدند، و بخصوص، جناب آقای محمدرضا صادقی، معاونت آموزش و پرورش منطقه جلگه رخ تربت حیدریه که در هماهنگی های لازم برای اجرای این آزمون در دبیرستان‌های شهرستان تربت حیدریه کمال همکاری را با محققان به عمل آوردند، صمیمانه تشکر و قدر دانی را می‌کنیم.

 

پیوست 1: نحوه تبدیل نمره‌های خام به نمره‌های استاندارد T

با استفاده از میانگین و انحراف معیار

نحوه تبدیل نمره‌های خام به نمره‌های هنجار T به روش و منطق زیر صورت می پذیرد:

فرمول محاسبه نمره استاندارد T( سیف،1383، ص 401-402): 50  +(Z10)=  Tx  و Zx=(x-μ)/S

که در آن:x= نمره خام، μ= میانگین، و S=انحراف معیار.

بر این اساس، برای محاسبه نمره T خواهیم داشت:             50  +(( (x-μ)/S)10)=  Tx                                           

برای مثال، در زیرمقیاس مدیریت، برای مردان، میانگین برابر با 35/26 و انحراف معیار برابر با 71/6 است. حال اگر مردی در این زیرمقیاس نمرة خام 25 کسب کرده باشد، برای محاسبه نمره T خواهیم داشت:

99/47=50+((71/6/(35/26-25))10)=25T



[1]-Hansen

[2]-Silvia

[3]-Tracey & Sodano

[4]-Greenhaus

[5]-career values

[6]-Smith & Campbell

[7]-Rottinghaus & Zytowski

[8]-Berings

[9]-Sagiv

[10]- Armstrong & Anthoney

[11]- Staggs

[12]-career choice

[13]-Lent

[14]-educational and career satisfaction , stability, and achievement

[15]-Nagy

[16]- Allen & Robbins

[17]-Wille

[18]-career well-being

[19]- Gottfredson & Duffy

[20]-Liao

[21]- Schröder & Schmitt

[22]- Turnera & Lapanb

[23]-Perdiger

[24]- world-of-work map

[25]-Holland

[26]-Spokane

[27]-realistic, investigative, artistic, social, enterprising, conventional

[28]-Long

[29]-Babarovic

[30]-Darcy

[31]-Gupta

[32]-Sidiropoulou

[33]-people/things & data/ideas

[34]-prestige

[35]-social facilitating, managing, business detail, data processing, mechanical, outdoors, artistic, helping

[36]-social sciences, business systems, financial analysis, science, influence

[37]-quality control, personal service, construction/repair, basic services

[38]-sphrical model

[39]-Long

[40]- Lirong

[41]-activity preference form of personal globe inventory (AP-PGI)

[42]-activity competence beliefs form of personal globe inventory (AC-PGI)

[43]-occupational perference form of personal globe inventory (OP-PGI)

[44]-Cronbach  Alpha

[45]-internal consistency

[46]-Strong Interest Inventory

[47]-Skills Confidence Inventory

[48]-convergent construct validity

[49]-divergent construct validity

[50]-structural validty

[51]-vocational preference inventory

[52]-structural validity

[53]- Sodano

[54]-career identity

[55]-career certainty

اکبرزاده، مهدی. (1388). پایایی و روایی فرم رجحان به مشاغل سیاهه کروی فردی (OP-PGI)در دانشجویان دانشگاه اصفهان، پایان نامه کارشناسی ارشد، دانشکده علوم تربیتی و روانشناسی، گروه مشاوره، دانشگاه اصفهان.

اکبرزاده، مهدی؛ عابدی، محمدرضا؛ باغبان، ایران. (1389). کاربرد آزمون آرایش تصادفی روابط منظم فرض شده، برای آزمون اعتبار مدل  شش ضلعی هالند در ساختار رغبتهای شغلی دانشجویان دانشگاه اصفهان، مجلة پژوهش‌های تربیتی و روان‌شناختی، در دست چاپ.

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 نامة کارشناسی ارشد، دانشکدة علوم تربیتی و روانشناسی، گروه مشاوره، دانشگاه اصفهان.

سیف، علی اکبر. (1383). اندازه‌گیری، سنجش، و ارزشیابی آموزشی. تهران: نشر روان (ویراست سیزدهم).

یزدی، سیده منوره؛ حسینیان، سیمین. (1375). راهنمای رغبت سنج تحصیلی- شغلی هالند (ویژة مشاوران نظام جدید آموزش متوسطه). دفتر مشاوره و برنامه‌ریزی امور تربیتی سازمان آموزش و پرورش.

Allen, J., & Robbins, S. (2010). Effects of interest–major congruence, motivation, and academic performance on timely degree attainment. Journal of Counseling Psychology, 57(1): 23-35.

Allen, J., & Robbins, S. B. (2008). Prediction of college major persistence based on vocational interests, academic preparation, and first- year academic Performance. Research in Higher Education, 49(1): 62–79.

Armstrong, P. I., & Anthoney, S. F. (2009). Personality facets and RIASEC interests: An integrated model. Journal of Vocational Behavior, 74: 267-285.

Berings, D., De Fruyt, F., & Bouwen, R. (2004). Work values and personality traits as predictors of enterprising and social vocational interests. Personality and Individual Differences, 36(2): 349-364.

Betz, N. E. (2007). Career self-efficacy: Exemplary recent research and emerging directionsJournal of Career Assessment, 15(4), 403–422.

Darcy, M. U. A. (2005). Examination of the structure of Irish students’ vocational interests and competence perceptions. Journal of Vocational Behavior, 67(4): 321–333.

Darcy, M. U. A., & Tracey, T. J. G. (2007). Circumplex structure of Holland's RIASEC Interests across gender and timeJournal of Counseling Psychology, 54(1), 17-31.

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

Einarsdóttir, S., & Rounds, J. (2000). Application of three dimensions of Vocational Interests to the Strong Interest Inventory. Journal of Vocational Behavior, 56(3): 363-379.

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.

Greenhaus, J. H., Callanan, G. A., Board, E., Betz, N. E., Hall, D. T. T., Inkson, K., et al. (2006). Encyclopedia of Career Development: SAGE Publications, Inc.

Gupta, S., Tracey, T. J. G., & Jr, P. A. G. (2008). Structural examination of RIASEC scales in high school students: Variation across ethnicity and methodJournal of Vocational Behavior, 72: 1-13.

Hansen, J. C. (2005). Assessment of interests. In S. D. Brown & R. W. Lent (Eds.), Career development and counseling: Putting theory and research to work. 281-304. Hoboken, NJ: John Wiley.

 

Hedrih, V. (2008). Structure of vocational interests in Serbia: Evaluation of the spherical modelJournal of Vocational Behavior73(1): 13-23.

Lent, R. W. (2005). A social cognitive view of career development and counseling. In S. D. Brown & R. W. Lent (Eds.), Career development and counseling: Putting theory an d research to work. 101-130. Canada: John Wiley & Sons, Inc.

Lent, R. W., Paixão, M. P., Silva, J. T. d., & Leitão, L. M. (2010). Predicting occupational interests and choice aspirations in Portuguese high school students: A test of social cognitive career theory. Journal of Vocational Behavior76: 244–251.

Lent, R. W., Sheu, H.-B., Singley, D., Schmidt, J. A., Schmidt, L. C., & Gloster, C. S. (2008). Longitudinal relations of self-efficacy to outcome expectations, interests, and major choice goals in engineering students. Journal of Vocational Behavior73(2): 328-335.

Liao, H.-Y., Armstrong, P. I., & Rounds, J. (2008). Development and initial validation of public domain Basic Interest Markers. Journal of Vocational Behavior73: 159–183.

Lirong, L., Naotaka, W., & J.G., T. T. (2006). Structure of interests in Japan: Application of the Personal Globe Inventory occupational scales. Measurement and Evaluation in Counseling and Development1, 15-39.

Long, L., & Tracey, T. J. G. (2006). Structure of RIASEC scores in China: A structural meta-analysis. Journal of Vocational Behavior68, 39–51.

Long, L., Adams, R. S., & Tracey, T. J. G. (2005). Generalizability of interest structure to China: Application of the Personal Globe Inventory. Journal of Vocational Behavior, 66, 66-80.

Long, L., Adams, R. S., & Tracey, T. J. G. (2005). Generalizability of interest structure to China: Application of the Personal Globe Inventory. Journal of Vocational Behavior66: 66-80.

Nagy, G., Trautwein, U., & Lüdtke, O. (2009). The structure of vocational interests in germany: different methodologies, different conclusions. Journal of Vocational Behavior, 74: 241-253.

Nauta, M. M. (2007). Career interests, self-efficacy, and personality as antecedents of career exploration. Journal of Career Assessment, 15(2): 162–180.

Prediger, D. J. (2002). Abilities, interests, and values: their assessment and their integration via the world-of-work map. Journal of Career Assessment10(2): 209–232.

Rottinghaus, P. J., & Zytowski, D. G. (2006). Commonalities between adolescents' work values and interests. Measurement and Evaluation in Counseling and Development, 38(4), 211-221.

Sagiv, L. (2002). Vocational interests and basic values. Journal of Career Assessment, 10(2), 233–257.

Schröder, E., & Schmitt-Rodermund, E. (2006). Crystallizing enterprising interests among adolescents through a career development program: The role of personality and family background. Journal of Vocational Behavior, 69, 494–509.

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.

Silvia, P. J. (2006). Interest and vocations. In P. J. Silvia (Ed.), Exploring the Psychology of Interest.New York: Oxford University Press, Inc

Smith, T. J., & Campbell, C. (2009). The Relationship between occupational interests and values. Journal of Career Assessment, 17(1), 39-55.

Sodano, S. M., & Tracey, T. J. G. (2008). Prestige in interest activity assessment. Journal of Vocational Behavior, 73, 310–317.

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. 24-41. Canada: John Wiley & Sons, Inc.

Staggs, G. D., Larson, L. M., & Borgen, F. H. (2007). Convergence of personality and interests: meta-analysis of the Multidimensional personality questionnaire and the strong interest inventory. Journal of Career Assessment, 15(4): 423–445.

Sverko, I. (2008). Spherical model of interests in croatia. Journal of Vocational Behavior72(1): 14-24.

Sverko, I., & Babarovic, T. (2006). The validity of holland’s theory in croatia. Journal of Career Assessment14: 490-507.

Tracey, T. J. G. (2008a). Adherence to RIASEC structure as a key career decision construct. Journal of Counsel in Psychology, 55146-157.

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

Tracey, T. J. G. (2002). Personal globe inventory: Measurement of the spherical model of interests and competence beliefs. Journal of Vocational Behavior60: 113-172.

Tracey, T. J. G. (2010). Development of an abbreviated personal globe inventory using item  response theory: The PGI-Short. Journal of Vocational Behavior, 76: 1-15.

Tracey, T. J. G., & Sodano, S. M. (2008). Issues of stability and change in interest development. Career Development Quarterly, 57(1): 51-62.

Tracey, T. J., & Rounds, J. (1993). Evaluating holland's and gati's vocational-interest models: A structural meta-analysis. Psychological Bulletin113(2): 229-246.

Tracey, T. J., & Rounds, J. (1996). The spherical representation of vocational interests. Journal of Vocational Behavior48(1): 3-11.

Turnera, S. L., & Lapanb, R. T. (2005). Evaluation of an intervention to increase non-traditional career interests and career-related self-efficacy among middle-school adolescents. Journal of Vocational Behavior, 66: 516–531.

Wille, B., Fruyt, F. D., & Feys, M. (2010). Vocational interests and big five traits as predictors of job instability. Journal of Vocational Behavior, 76: 547–558.