تتأثیر تعدیلی آمادگی فرصت‌یابی حرفه‌ای بر روابط بین اشتیاق شغلی و اطمینان تصمیم‌گیری مسیرشغلی با نقش میانجی خودکارآمدی تصمیم‌گیری مسیرشغلی در دانشجویان پزشکی

نوع مقاله: مقاله پژوهشی

نویسندگان

1 استادیار مدیریت آموزشی، دانشکده ادبیات و علوم انسانی، دانشگاه شهید باهنر کرمان، کرمان، ایران

2 کارشناس ارشد تحقیقات آموزشی، دانشکده ادبیات و علوم انسانی، دانشگاه شهید باهنر کرمان، کرمان، ایران

چکیده

هدف پژوهش تحلیل ساختاری تأثیر تعدیلی آمادگی فرصت‌یابی حرفه‌ای بر روابط بین اشتیاق شغلی و اطمینان تصمیم‌گیری مسیرشغلی با نقش میانجی خودکارآمدی تصمیم‌گیری مسیرشغلی بود. جامعه آماری شامل دانشجویان پزشکی در کرمان بود که 185 نفر از آنان با روش نمونه گیری خوشه ای انتخاب شدند. برای گردآوری داده ها از مقیاس‌های اشتیاق شغلی، خودکارآمدی تصمیم‌گیری مسیرشغلی، اطمینان تصمیم گیری مسیرشغلی و آمادگی فرصت‌یابی حرفه‌ای استفاده شد. تحلیل داده‌ها با استفاده از مدل‌یابی معادلات ساختاری به روش حداقل مربعات جزئی انجام شد. مدل اندازه‌گیری شامل پایایی ترکیبی و آلفای کرانباخ و روایی همگرا و واگرا مورد بررسی قرار گرفتند و اصلاحات لازم انجام شد. مدل ساختاری شامل ضرایب معناداری، بارهای عاملی و شاخص ضریب تعیین بود که برای بررسی فرضیه‌ها مورد استفاده قرار گرفتند. یافته‌ها نشان داد اشتیاق شغلی بر اطمینان و خودکارآمدی تصمیم‌گیری مسیرشغلی اثر معنی داری دارد (001/0>p). خودکارآمدی تصمیم‌گیری مسیرشغلی در رابطه بین اشتیاق شغلی با اطمینان تصمیم‌گیری مسیرشغلی در مدل اصلی نقش میانجی دارد (01/0>p) و با ورود متغیر تعدیل‌گر آمادگی فرصت‌یابی حرفه‌ای در مدل، اثر خودکارآمدی تصمیم‌گیری مسیرشغلی بر اطمینان تصمیم‌گیری مسیرشغلی معنی دار شد (05/0>p). سرانجام، نتیجه‌گیری شد که هم‌افزایی آمادگی فرصت‌یابی حرفه‌ای با عوامل مرتبط با شغل (اشتیاق، خودکارآمدی و اطمینان) بر توسعه مسیرشغلی فرد اثر می‌گذارد. لذا، مطالعه حاضر بر اهمیت توسعه آمادگی فرصت‌یابی حرفه‌ای تاکید دارد که می‌تواند به‌عنوان یک توانایی درجهت استفاده از حوادث تصادفی در نظرگرفته شود.

کلیدواژه‌ها

موضوعات


عنوان مقاله [English]

The Moderating impact of openness to vocational opportunity on relations between occupational engagement and career decision certainty with mediator role of career decision self-efficacy in medical students

نویسندگان [English]

  • Hossein Motahhari Nejad 1
  • Seyed Sajjad Tabatabaei 2
1 Assistant Professor of Educational Administration, Faculty of Literature and Humanities, Shahid Bahonar University of Kerman, Kerman, Iran
2 MA in Educational Research, Faculty of Literature and Humanities, Shahid Bahonar University of Kerman, Kerman, Iran
چکیده [English]

This study examined structural analysis of the moderating impact of openness to vocational opportunity on relations between occupational engagement and career decision certainty with mediator role of career decision self-efficacy. The study population consisted medical students in Kerman who 185 of them were selected through stratified sampling. Four scales were used for data collection including occupational engagement, career decision self-efficacy, career decision certainty, and openness to vocational opportunity. Data analysis was performed using structural equation modeling (method of partial least square). Measurement model (Cronbach's alpha, composite reliability, convergent validity, and discriminant validity) and structural model (significant coefficients, factor loadings and the coefficients of determination) were evaluated. The results showed that occupational engagement has a significant effect on career decision certainty and career decision self-efficacy (p<0/01). Career decision self-efficacy in the relationship between occupational engagement and career decision certainty has a mediator role (p<0/01). With the arrival of moderate variable of openness to vocational opportunity in the model, effect of career decision self-efficacy was significant to career decision certainty (p<0/05). Finally, it was concluded that synergy of openness to vocational opportunity with career-related factors (engagement, self-efficacy and confidence) effects on the development of individual career. This study emphasizes the importance of development in openness to vocational opportunity that can apply as a capability in using random events.

کلیدواژه‌ها [English]

  • Occupational engagement
  • Career decision self-efficacy
  • Openness to vocational opportunity
  • Career decision certainty

جست‌وجو برای یک کار و یا کاوش در فرصت‌های شغلی، یکی از مهم‌ترین وظایف دانشجویان است. علاوه بر این، دانشجویان برای پیدا کردن یک کار رضایت‌بخش باید علاقه‌مندی‌ها و شایستگی‌های خود را کشف کنند؛ اما با در نظر گرفتن زمان، رسیدگی به فعالیت‌های شغلی در زندگی در حال تغییر، مشکل‌تر می‌شود؛ بنابراین، دانشجویان باید بیشتر وقت خود را در فعالیت‌های مربوط به توسعة مسیرشغلی سرمایه‌گذاری کنند (کیم، جانگ، جونگ، لی، پیگ و لی[1]، 2014). هم‌چنین تصمیم‌گیری شغلی مناسب برأی جامعه از اهمیت بالایی برخوردار است. برای این‌که یک کشور، پیشرفته باشد باید افراد، مهارت‌های تصمیم‌گیری شغلی داشته باشند تا شغلی را انتخاب کنند که با علایق، استعدادها و ارزش‌های آن‌ها متناسب باشد (کراس[2]، 1997). به‌طور سنتی، روان‌شناسان شغلی بر تصمیم‌گیری منطقی و آگاهانه تأکید کرده‌اند. بااین‌حال، پژوهشگران دریافته‌اند که روند تصمیم‌گیری، اغلب منطقی و یا آگاهانه نیست (برگ و چارترند[3]، 1999). در ضمن روان‌شناسان شغلی اغلب مفهوم تصمیم‌گیری مسیرشغلی را به‌عنوان اتفاقی منحصربه‌فرد، در آغاز مسیرشغلی مطرح می‌کنند، اما کارکنان معاصر همان‌طور که مشاغل و حرفه‌ها تغییر می‌کنند در خصوص مسیر شغلی‌شان نیز به‌طور مداوم تصمیم‌گیری می‌کنند (بلوشن[4]، 2006؛ حال و مرویس[5]، 1996).

اشتیاق شغلی[6] فرایندی است که فرد، ضمن انتخاب شغل در نزد خود متعهد می‌شود که با انجام مجموعه‌ای از رفتارهای ضروری، انتخاب خود را به مرحلة کاربرد و اجرا برساند (پایوندی[7]، 2008). برخی از این رفتارهای ضروری که انجام آن‌ها به توانمندی تصمیم‌گیری شغلی افراد منجر خواهد شد عبارتنداز کسب مهارت‌ها و توانایی‌های شغلی، کسب دانش کافی از مشاغل، تعیین اهداف و علایق شغلی، مشاوره با افراد آگاه، شرکت در دوره‌های آموزشی مورد نیاز و آشنایی با مفاهیم و مراحل خوداشتغالی و کارآفرینی است. به اعتقاد پژوهشگران، سال‌های تحصیل در دانشگاه به‌ویژه سال‌های پایانی، فرصت مناسبی برای کسب دانش، مهارت، تجربیات شغلی و کسب توانمندی‌های تصمیم‌گیری شغلی برای دانشجویان است (راجرز، کرید و جلندون[8]، 2008).

در واقع، اشتیاق شغلی اشاره به حالت نافذ، پایدار و مثبت ذهنی مرتبط با کار است که با احساس قدرت، تعهد و جذب مشخص می‌شود. هم‌چنین یک حالت روان‌شناختی می‌باشد که نقطة مقابل فرسودگی شغلی است (شوفلی، بیکر و سالانووا[9]، 2006). به‌طور خلاصه افراد با اشتیاق، سطوح بالایی از شور، انرژی و خودکارآمدی نسبت به کارشان دارند و بر حوادثی که زندگی آن‌ها را در تأثیر قرار می‌دهند، اثر می‌گذارند (باکر، تمز و درکس[10]، 2012) و موجب بهبود خودکارآمدی شغلی و کاهش افکار خود تخریب‌گر آن‌ها می‌شود (رید، اسکار و پارسون[11]، 2009؛ وانگ، زانگ و شاو[12]، 2010). علاوه بر این، آن‌ها در کارشان به دنبال چالش‌های جدید می‌گردند و هنگامی‌که احساس کنند کارشان برای مدت زیادی چالش‌انگیز نمی‌باشد، آن را تغییر می‌دهند (شوفلی و همکاران، 2001). به‌عبارت‌دیگر، افراد مشتاق، فعالانه محیط کاری خود را تغییر می‌دهند (باکر، 2011). شغل این افراد با خیلی از هویت‌ها، علائق و اهداف زندگی آنان پیوند تنگاتنگ داشته و برای آنان بسیار اهمیت دارد (رابینویز و هال[13]، 1977).

اشتیاق شغلی به‌عنوان نگرش‌های مرتبط باکار و پیش‌بینی کننده‌های نتایج مرتبط با کار نیز مورد توجه واقع شده است (فروند[14]، 2005). هم‌چنین اطمینان شغلی در دوران نوجوانی ممکن است منجر به درونی شدن اشتیاق شغلی شود. پژوهش‌ها نشان می‌دهد کسانی که اطمینان شغلی بالا دارند به احتمال زیاد اهمیت بیشتری به تمام انواع ارزش‌های کاری اختصاص می‌دهند تا کسانی که اطمینان شغلی پایین در دوران نوجوانی اظهار کرده‌اند (سچولنبرگ، وندراک و کیم[15]، 1993).

نظریه‌های متعدد برای درک و کمک به روند تصمیم‌گیری شغلی مطرح شده‌اند. نظریة اجتماعی-شناختی[16] مسیرشغلی؛ خودکارآمدی تصمیم‌گیری مسیرشغلی را به‌عنوان متغیری در نظر می‌گیرد که در این چهار منبع: سابقة موفقیت‌های عملکردی قبلی، تجربیات یادگیری جانشینی، تشویق کلامی و واکنش‌های عاطفی ریشه دارد و قلب نظریة شناختی اجتماعی بندورا را تشکیل می‌دهد (بتز[17]، 2007؛ لارسون، وی، وو، بورگن و بایلی[18]، 2007). خودکارآمدی اشاره به ادراک فرد از اعتمادبه‌نفس یا توانایی‌اش در انجام کارها دارد (بندورا[19]، 2002) و قضاوت دربارة توانایی‌ها و استعداد است که به حوزه‌های اجرایی و عملی مربوط می‌شود؛ این قضاوت می‌تواند واقعی یا غیرواقعی باشد (لنت، براون و هاکت[20]، 1994). آنچه در تصمیم‌گیری مسیرشغلی اهمیت دارد، برداشت فرد از توانایی‌هاست (سوآنسون و فؤاد[21]، 1999). به نظر بندورا (1986؛ به نقل از بتز و اسکیفانو[22]، 2000) در خودکارآمدی، ادراک فرد از واقعیت بیشتر از خود واقعیت عینی، تعیین‌کنندة رفتار است.

خودکارآمدی تصمیم‌گیری مسیرشغلی به‌عنوان یک باور در مورد توانایی برای داشتن تجارب شغلی موفق مانند انتخاب یک شغل، خوب انجام دادن، پافشاری و مداومت در آن شغل تعریف‌شده است (احمدی، 1386)؛ که وظایف و رفتارهای مربوط به آن عبارتنداز: ارزیابی توانایی‌ها و مهارت‌های خود در ارتباط با شغل، جمع‌آوری اطلاعات در رابطه با شغل، انتخاب و تعیین اهداف شغلی، برنامه‌ریزی برای کاربرد اهداف شغلی و حل مسائل و مشکلاتی که در این مسیر پیش خواهد آمد (استاسی[23]، 2003). خودکارآمدی پایین باعث می‌شود فرد سراغ برخی از انتخاب‌هایی که می‌تواند داشته باشد نرود و یا تصمیم‌های مسیر شغلی‌اش را به تعویق اندازد (لنت و براون[24]، 2006). خودکارآمدی تصمیم شغلی با دیگر شاخص‌های تصمیم‌گیری شغل رابطه دارد. به‌عنوان‌مثال، شواهد فراوانی نشان می‌دهد که خودکارآمدی تصمیم‌گیری شغلی رابطه معکوس با تردید حرفه‌ای دارد (برگرون و رومانو[25]، 1994؛ بتز، کلین و تیلور[26]، 1996؛ تیلور و پومبا[27]، 1990) و خودکارآمدی تصمیم‌گیری مسیرشغلی در مقابل هویت حرفه‌ای پایین (رابینز[28]، 1985)، عقاید و باورهای حرفه‌ای تغییرپذیرتر (لوزا و دی[29]، 1999) و ترس از تعهد حرفه‌ای (بتز و سرلینگ[30]، 1993) قرار دارد. تقویت خودکارآمدی علاوه بر پیدایش و تحول رغبت‌های شغلی، موجب تسهیل رفتار و منش اکتشاف و طرح‌ریزی برای مسیرشغلی، (نایوتا[31]، 2007؛ کاردوسو و موریرا[32]، 2009؛ بلوشن، 1989)، افزایش انگیزش شغلی (پیهی[33]؛ 2009) و ثبات و پشتکار حرفه‌ای می‌شود (بتز، 2007). حتی لنت و براون (2008) معتقدند که خودکارآمدی از طریق شکل دادن به احساسات و عواطف مثبت می‌تواند نقشی بسیار مؤثر در رضایتمندی حرفه‌ای و هم‌چنین در بهزیستی روانی مرتبط با مسیرشغلی ایفا نماید.

بسیاری از دانشجویان ممکن است به‌صورت تصادفی با فرصت‌های شغلی شناخته‌شده روبه‌رو شوند که نقش مهمی در آغاز توسعة مسیرشغلی آنان بازی می‌کند (بندورا، 1982؛ میشل، لوین و کرومبولتز[34]، 1999؛ پریور، آموندسون و بریگت[35]، 2008). بدین منظور میشل و همکاران در سال 1999 رویکرد تصادفی برنامه‌ریزی‌شده[36] را به‌عنوان تجدیدنظری برای نظریة یادگیری اجتماعی[37] کرومبولتز مطرح کردند. این رویکرد یکی از رویکردهایی است که به‌منظور تحقیق دربارة برخی از متغیرهایی که احتمالاً با رویدادهای تصادفی یا شانسی مرتبط می‌باشد، شروع شد (آلون[38]، 2001). فرض اولیه این نظریه آن است که حوادث تصادفی در طول زندگی می‌تواند هم نتایج مثبت و هم نتایج منفی، به دنبال داشته باشد. این نظریه بیان می‌کند که افراد باید به مهارت‌هایی مجهز شوند تا به شرایط و حوادث به شیوه‌ای مثبت پاسخ دهند (زونکر[39]، 2006). طبق پیش‌بینی رویکرد تصادفی افرادی که دارای این مهارت‌ها باشند، اضطراب کمتری برای تصمیم‌گیری شغلی دارند و بیشتر در رفتارهای اکتشاف شغلی درگیر می‌شوند. رویکرد تصادفی پیشنهاد می‌کند که باز بودن ذهن یکی از صفات شخصیتی ضروری برای هر فردی در محیط کاری می‌باشد؛ زیرا امروزه تغییرات سریعی در محیط کار رخ می‌دهد. طبق پیش‌بینی این رویکرد، افرادی که ذهن باز دارند دارای مهارت‌های می‌باشند. این مهارت‌ها به‌منظور ایجاد، تشخیص و استفاده از فرصت‌ها بوده و می‌تواند آموخته یا کسب شود (آلون، 2001؛ به نقل از دین‌دوست، عابدی و بهرامی، 1391). کرومبولتز در سال‌های 1996 و 1998 پایة رویکرد تصادفی را بنیان نهاد. رویکرد تصادفی تلاشی برای توضیح رویدادهای تصادفی و شانسی در بافت مدل یادگیری اجتماعی بود (آلون، 2001؛ به نقل از دین‌دوست، 1387).

در این رابطه میشل، لوین و کرومبولتز (1999) پنج مهارت اساسی کنجکاوی[40]، پشتکار[41]، انعطاف‌پذیری[42]، خوش‌بینی[43] و ریسک‌پذیری[44] معرفی کرده‌اند: آن‌ها این مهارت‌ها را این‌گونه تعریف کرده‌اند: کنجکاوی؛ براساس این مهارت فرد فرصت‌های یادگیری را کشف کرده و از گزینه‌های حاصل از حوادث تصادفی بهره می‌برد؛ پشتکار؛ راهی برای مقابله با موانع حاصل از حوادث تصادفی است؛ انعطاف‌پذیری؛ نشان می‌دهد که چه طور افراد می‌توانند از طریق پذیرش و سازگاری با حوادث تصادفی، شرایط مختلف را بپذیرند و نگرش خود را نسبت به رویدادها یا شرایط محیط تغییر دهند؛ خوش‌بینی؛ به معنای نگرش مثبت به هنگام دنبال کردن فرصت‌های جدید است؛ ریسک‌پذیری؛ مهارت ضروری در زمینة حوادث جدید و غیرمنتظره محسوب می‌شود که می‌تواند به نتایج مثبتی برای رشد شغلی ختم شود (زونکر، 2006).

هدف از این پژوهش، تعیین تأثیر تعدیلی آمادگی فرصت‌یابی حرفه‌ای بر روابط بین اشتیاق شغلی و اطمینان تصمیم‌گیری مسیرشغلی با نقش میانجی خودکارآمدی تصمیم‌گیری مسیرشغلی در دانشجویان پزشکی بود. خودکارآمدی از طریق تجارب یادگیری افزایش می‌یابد و در توسعة منافع و اهداف کمک می‌کند (لنت و همکاران، 1994)؛ بنابراین، فرض می‌شود خودکارآمدی تصمیم‌گیری مسیرشغلی، نقش میانجی بین اشتیاق شغلی (به‌عنوان‌مثال، تجارب یادگیری) و اطمینان تصمیم‌گیری مسیرشغلی ایفاء کند. با توجه به نظریة رویکرد تصادفی برنامه‌ریزی‌شده (میشل و همکاران، 1999)، افرادی که در فعالیت‌های شغلی اشتیاق بالایی دارند، تنها زمانی احساس اعتمادبه‌نفس در توسعة مسیرشغلی خود دارند که مهارت کافی را برای شناخت، ایجاد و استفاده از رویدادهای غیرمنتظره به‌عنوان فرصت شناخته شده، داشته باشند. این حقیقت که دانشجویان علوم پزشکی با اشتیاق و انگیزه فراوان تلاش کردند تا در رقابت کنکور، موفق به قبولی در رشته‌های علوم پزشکی شوند؛ بنابراین، فرض می‌شود آمادگی فرصت‌یابی حرفه‌ای، نقش تعدیل‌گر در روابط بین اشتیاق شغلی، خودکارآمدی تصمیم‌گیری مسیرشغلی و اطمینان تصمیم‌گیری مسیرشغلی داشته باشد. بر اساس این مدل مفهومی مطابق با شکل 1، فرضیه‌های پژوهش به شرح ذیل تدوین شدند:

 

 

 
   
 

 

 

 

 

 

 

 

 

 


شکل 1. الگوی مفهومی پژوهش و رابطه بین متغیرها

 

  1. اشتیاق شغلی بر خودکارآمدی تصمیم‌گیری مسیرشغلی، اثر دارد.
  2. اشتیاق شغلی بر اطمینان تصمیم‌گیری مسیرشغلی، اثر دارد.
  3. خودکارآمدی تصمیم‌گیری مسیرشغلی بر اطمینان تصمیم‌گیری مسیرشغلی، اثر دارد.
  4. آمادگی فرصت‌یابی حرفه‌ای بر روابط اشتیاق شغلی، خودکارآمدی تصمیم‌گیری مسیرشغلی و اطمینان تصمیم‌گیری مسیرشغلی، اثر تعدیلی دارد.
  5. خودکارآمدی تصمیم‌گیری مسیرشغلی در رابطه بین اشتیاق شغلی و اطمینان تصمیم‌گیری مسیرشغلی، اثر میانجی دارد.
  6. خودکارآمدی تصمیم‌گیری مسیرشغلی در رابطه بین اشتیاق شغلی و اطمینان تصمیم‌گیری مسیرشغلی با حضور آمادگی فرصت‌یابی حرفه‌ای، اثر میانجی دارد.
  7. آمادگی فرصت‌یابی حرفه‌ای گروه قوی بر روابط اشتیاق شغلی، خودکارآمدی تصمیم‌گیری مسیرشغلی و اطمینان تصمیم‌گیری مسیرشغلی، اثر تعدیلی دارد.
  8. آمادگی فرصت‌یابی حرفه‌ای گروه ضعیف بر روابط اشتیاق شغلی، خودکارآمدی تصمیم‌گیری مسیرشغلی و اطمینان تصمیم‌گیری مسیرشغلی، اثر تعدیلی دارد.

 

روش پژوهش

پژوهش حاضر براساس هدف، کاربردی و از نظر شیوة گردآوری داده‌ها، توصیفی– همبستگی است که با استفاده از مدل‌یابی معادلات ساختاری با رویکرد کمترین مربعات جزئی[45] (PLS) انجام شد. روش کمترین مربعات جزئی امکان تشکیل ساختارهای عاملی برای اندازه‌گیری صفت‌های مکنون توسط نشانگرهای مربوطه و مدل‌یابی هم‌زمان روابط بین صفت‌های مکنون وابسته و مستقل را برای محقق فراهم می‌آورد (مچرزاک، بث، لیم و چن[46]، 2005). در این پژوهش، اشتیاق شغلی به‌عنوان متغیر مستقل و مکنون برون‌زا؛ اطمینان تصمیم‌گیری مسیرشغلی به‌عنوان متغیر وابسته و مکنون درون‌زا؛ خودکارآمدی تصمیم‌گیری مسیرشغلی به‌عنوان متغیر میانجی و درنهایت آمادگی فرصت‌یابی حرفه‌ای به‌عنوان متغیر تعدیل‌گر و مکنون برون‌زا در مدل‌ لحاظ شدند. لازم به ‌ذکر است یکی از سودمندی‌های مهم PLS، نیاز نداشتن به توزیع نرمال داده‌ها و حساسیت نداشتن به حجم نمونه و مقیاس اندازه‌گیری است (محسنین و اسفیدانی، 1393). روش نسل اول (LISREL، AMOS، EQS) کواریانس‌محور است. هدف اصلی این روش تعمیم مدل است که به نمونه‌های با حجم بالا نیاز دارد و متغیرها حتماً باید از توزیع نرمال پیروی کنند، اما روش نسل دوم (PLS) مؤلفه محور است و بر مبنای ماتریس‌های واریانس است که قدرت پیش‌بینی مناسب و اکتشاف نظریه را دارد (داوری و رضازاده، 1393).

جامعة آماری پژوهش شامل دانشجویان پزشکی عمومی دانشگاه علوم پزشکی کرمان در سال تحصیلی 94-1393 بود (400=N). براساس جدول کرجسی و مورگان[47] (1970) حجم نمونه 196 نفر برآورد گردید. با توجه به اینکه دانشجویان پزشکی از ترم اول تا هشتم در دانشگاه کلاس دارند، لذا طبق سال ورود به دانشگاه با روش نمونه‌گیری خوشه‌ای از هر ورودی یک کلاس انتخاب شد. از تعداد 200 پرسش‌نامة توزیع‌شده، 185 نفر (108 دختر و 77 پسر) به پرسش‌نامه‌ها به‌صورت کامل پاسخ داده بودند.

برای گردآوردی داده‌ها از مقیاس‌های ذیل استفاده شد:

1)     مقیاس اشتیاق شغلی[48]: این مقیاس را کاکس[49] در سال 2008 تدوین کرد که 14 سؤال دارد و روی یک طیف 5 گزینه‌ای لیکرت از کاملاً صدق می‌کند (5) تا اصلاً صدق نمی‌کند (1) نمره‌گذاری می‌شود. کاکس (2008) پایایی 85/0 را از طریق آلفای کرونباخ برای این مقیاس به دست آورد. در این پژوهش مقادیر روایی همگرا[50]، پایایی ترکیبی[51] و آلفای کرونباخ به ترتیب 38/0، 88/0 و 85/0 به دست آمد.

2)     مقیاس خودکارآمدی تصمیم‌گیری مسیرشغلی[52]: این مقیاس توسط بتز، کلین و تیلور در سال 1996 تدوین شد 25 سؤال در پنج شایستگی (ارزیابی توانایی خود، جمع‌آوری اطلاعات شغلی، تعیین اهداف، برنامه‌ریزی برای آینده و حل مسائل پیشرو) است. هر مؤلفه شامل پنج سؤال می‌باشد که بر روی یک طیف 5 گزینه‌ای لیکرت از کاملاً مطمئن هستم (5) تا اصلاً مطمئن نیستم (1) نمره‌گذاری می‌شوند. ازآنجاکه مقیاس خودکارآمدی تصمیم‌گیری مسیرشغلی علاوه بر خرده مقیاس‌ها دارای نمرة کلی نیز می‌باشد (خرده مقیاس‌ها با هم مفهوم را می‌سنجند)، در این مطالعه، نمرة کلی مدنظر قرار گرفته است. بتز، کلین و تیلور (1996) پایایی 97/0 را از طریق آلفای کرونباخ برای این مقیاس به دست آوردند. در این پژوهش مقادیر روایی همگرا، پایایی ترکیبی و آلفای کرونباخ به ترتیب 62/0، 89/0 و 84/0 به دست آمد.

3) مقیاس اطمینان تصمیم‌گیری مسیرشغلی[53]: این مقیاس را اوسیپو، کارنلی، وینر، یانیک و کوسچر[54] در سال 1976 تدوین شد که دارای 16 سؤال است و بر روی یک طیف 5 گزینه‌ای لیکرت از کاملاً موافقم (4) تا کاملاً مخالفم (1) نمره‌گذاری می‌شود. اوسیپو و همکاران (1976) پایایی 95/0 را از طریق آلفای کرونباخ برای این مقیاس به دست آوردند. در این پژوهش مقادیر روایی همگرا، پایایی ترکیبی و آلفای کرونباخ به ترتیب 41/0، 89/0 و 86/0 به دست آمد.

4) آمادگی فرصت‌یابی حرفه‌ای[55]: این مقیاس توسط آلون در سال 2001 براساس رویکرد تصادفی برنامه‌ریزی‌شدة کرومبولتز ساخته شده است. دارای 25 سؤال در پنج مؤلفة (کنجکاوی، پشتکار، انعطاف‌پذیری، خوش‌بینی و ریسک‌پذیری) است. هر مؤلفه شامل پنج سؤال می‌باشد و بر روی یک طیف 5‌ گزینه‌ای لیکرت از کاملاً موافقم (5) تا کاملاً مخالفم (1) نمره‌گذاری می‌شوند. ازآنجاکه آمادگی فرصت‌یابی حرفه‌ای علاوه بر خرده مقیاس‌ها دارای نمرة کل نیز می‌باشد (خرده مقیاس‌ها با هم مفهوم را می‌سنجند)، در این مطالعه، نمرة کلی مدنظر قرار گرفته است. آلون (2001) پایایی 93/0 را از طریق آلفای کرونباخ برای این مقیاس به دست آورد. این پرسش‌نامه برای اولین بار در ایران توسط طباطبایی و لسانی (1396) اعتباریابی کردند که پایایی ترکیبی 87/0 و آلفای کرونباخ 84/0 را برای این مقیاس گزارش کرده‌اند. در این پژوهش مقادیر روایی همگرا، پایایی ترکیبی و آلفای کرونباخ به ترتیب 54/0، 85/0 و 77/0 به دست آمد.

 

یافته‌های پژوهش

همان‌طور که در روش مدل‌یابی معادلات ساختاری مطرح است، ابتدا باید پایایی و روایی مقیاس‌های انتخابی برای اندازه‌گیری متغیرهای مکنون بررسی شود. نتایج مربوط به این شاخص‌ها در جدول 1 و 2 آمده است.

 

 

 

جدول 1. ضرایب روایی همگرا، آلفای کرونباخ و پایایی ترکیبی مقیاس‌ها

متغیرهای مکنون

روایی همگرا

آلفای کرونباخ

پایایی ترکیبی

اشتیاق شغلی (مستقل)

375/0

846/0

876/0

خودکارآمدی تصمیم‌گیری مسیرشغلی (میانجی)

612/0

842/0

887/0

اطمینان تصمیم‌گیری مسیرشغلی (وابسته)

402/0

864/0

889/0

آمادگی فرصت‌یابی حرفه‌ای (تعدیل‌گر)

535/0

773/0

848/0

 


طبق نتایج حاصل در جدول 1، روایی همگرا میانگین واریانس استخراجی[56] (AVE) بین هر سازه با نشانگرهای خود می‌باشد. فورنل و لارکر[57] (1987) مقدار روایی همگرای بالای 5/0 را قابل قبول دانستند، ولی بااین‌حال مگنر، ولکر و کمپل[58] (1996) مقدار 4/0 به بالا را هم معیار کافی به حساب آوردند (به نقل از داوری و رضازاده، 1393)؛ در نتیجه همة متغیرهای پنهان، ضریب قابل قبولی دارند، جز اشتیاق شغلی که ضریب آن 38/0 است با اغماض می­توان قابل قبول دانست.

آلفای کرونباخ برای ارزیابی همسانی درونی ابزار اندازه‌گیری محاسبه می‌شود. آلفای کرونباخ بالاتر از 7/0 نشانگر پایایی قابل قبولی است. البته موس و همکاران[59] (1998) در مورد متغیرهای با تعداد سؤال‌های اندک، مقدار 6/0 را به‌عنوان سرحد ضریب معرفی کرده‌اند (به نقل از داوری و رضازاده، 1393).

پایایی ترکیبی بالاتر از 7/0 نشان از پایداری درونی مناسب برای ابزار اندازه‌گیری است همچنین پایایی ترکیبی، معیار بهتری از آلفا معرفی شده است (وینزی و همکاران[60]، 2010، نقل از داوری و رضازاده، 1393). در این مطالعه، آلفای کرونباخ و پایایی ترکیبی همة مقیاس‌ها برای اندازه‌گیری متغیرهای پنهان ضرایب قابل قبولی دارند.

طبق جدول 2 بررسی روایی واگرا[61] به‌وسیله ماتریس همبستگی صورت می‌پذیرد که یک مؤلفه در مقایسه با سایر مؤلفه‌ها، باید تمایز بیشتری را در بین مشاهده‌پذیرهای خودش داشته باشد تا بتوان گفت مؤلفة مدنظر روایی واگرای بالایی دارد. جذر روایی همگرا هر مؤلفه (پررنگ شده) باید بیشتر از حداکثر همبستگی آن مؤلفه با مؤلفه‌های دیگر باشد (فورنل و لارکر، 1981) که اعداد مندرج نشان از روایی واگرای مناسبی در روش فورنل و لارکر می‌باشد.

 

جدول 2. ماتریس سنجش روایی واگرا به روش فورنل و لارکر

 

میانگین

انحراف

اشتیاق

خودکارآمدی

اطمینان

فرصت‌یابی

اشتیاق شغلی

68/3

62/0

612/0

 

 

 

خودکارآمدی تصمیم‌گیری مسیرشغلی

45/3

53/0

**433/0

783/0

 

 

اطمینان تصمیم‌گیری مسیرشغلی

15/2

59/0

**304/0-

018/0

634/0

 

آمادگی فرصت‌یابی حرفه‌ای

67/3

46/0

**594/0

**504/0

*117/0

732/0

p<0/05* p<0/01**

 

چنان‌که همبستگی متغیرها در جدول 2 مشاهده می‌شود، رابطه بین اشتیاق شغلی با خودکارآمدی تصمیم‌گیری مسیرشغلی و آمادگی فرصت‌یابی حرفه‌ای (01/0p<) مثبت و معنی‌دار است، اما با اطمینان تصمیم‌گیری مسیرشغلی (01/0p<) رابطة منفی و معنی‌داری دارد. رابطة آمادگی فرصت‌یابی حرفه‌ای با خودکارآمدی (01/0p<) و اطمینان تصمیم‌گیری مسیرشغلی (05/0p<) مثبت و معنی‌دار است. بین خودکارآمدی و اطمینان تصمیم‌گیری مسیرشغلی رابطة معنی‌داری وجود ندارد. در این پژوهش، این روابط در قالب کامل‌تر و دقیق‌تری در مدل‌یابی معادلات ساختاری بررسی شده است.

 کیفیت مدل ساختاری توسط شاخص قدرت

 

 

پیش‌بینی[62] تعیین می‌شود که در جدول 3 نتایج آن آمده است. هدف این شاخص، بررسی توانایی مدل ساختاری در پیش‌بینی کردن به روش چشم‌پوشی[63] می­باشد. بر اساس این ملاک، مدل باید نشانگرهای متغیرهای مکنون درون‌زای انعکاسی را پیش‌بینی کند. مقادیر مثبت و بالای صفر نشان می‌دهند که مقادیر مشاهده‌شده خوب بازسازی شده‌اند و می‌توان گفت مدل ساختاری از کیفیت مناسبی برخوردار است. شاخص نیکویی برازش[64]، هر دو مدل اندازه‌گیری و ساختاری را در نظر قرار می‌دهد و به­عنوان معیاری برای سنجش عملکرد کلی مدل به کار می‌رود (طباطبایی و جهانگرد، 1395) که طبق جدول 3، مقدار به‌دست‌آمده، مطلوبیت کلی مدل را حکایت دارد.

 

جدول 3. شاخص‌های کیفیت مدل

متغیر درون‌زا

قدرت پیش‌بینی

نیکویی برازش

خودکارآمدی تصمیم‌گیری مسیرشغلی

211/0

373/0

اطمینان تصمیم‌گیری مسیرشغلی

067/0

 

 

در این مرحله با استفاده از مدل ساختاری اثرات بین سازه‌ها به لحاظ علی مورد بررسی قرار گرفت. در واقع با در نظر گرفتن نتایج بررسی اثرات بین سازه‌های مستقل و وابسته با استفاده از

 

ضریب مربوطه می‌توان به بررسی معنی‌دار اثرات بین سازه‌های مدل پرداخت. هم‌چنین از آزمون بوت استراپ (با 1000 زیر نمونه) و برای اصلاح خطای از تغییرات سطح سازه[65] که در روش

 

کمترین مربعات جزئی توصیه شده (محسنین و اسفیدانی، 1393) و برای محاسبة مقادیر t جهت تعیین معنی‌داری ضرایب مسیر استفاده شد.

تحلیل ساختاری تأثیر آمادگی فرصت‌یابی حرفه‌ای بر روابط بین اشتیاق شغلی و اطمینان تصمیم‌گیری مسیرشغلی با نقش میانجی خودکارآمدی تصمیم‌گیری مسیرشغلی در سه گام اجرایی، مدل یابی معادلات ساختاری محاسبه شد. همان‌طور که در جدول 4 نمایان است در گام اول؛ مدل اصلی (اشتیاق شغلی، خودکارآمدی تصمیم‌گیری مسیرشغلی و اطمینان تصمیم‌گیری مسیرشغلی) بدون ورود متغیر آمادگی فرصت‌یابی حرفه‌ای اجرا شد. سپس در گام دوم؛ مدل اصلی با ورود متغیر آمادگی فرصت‌یابی حرفه‌ای اجرا شد. سرانجام، در گام سوم با ورود اثرات تعدیلی (آمادگی فرصت‌یابی حرفه‌ای × اشتیاق شغلی) و (آمادگی فرصت‌یابی حرفه‌ای × خودکارآمدی تصمیم‌گیری مسیرشغلی) اجرا شد که جدول 4 و شکل 2، نتایج حاصل از اجرای گام سوم را نشان می‌دهد.

 

 

جدول 4. برازش مدل ساختاری و گام‌های ورود متغیر تعدیلی

مسیرهای مدل

گام اول: مدل اصلی

گام دوم: مدل اصلی و متغیر فرصت‌یابی

گام سوم: مدل اثرات تعدیلی

ضریب مسیر

ضریب تعیین

ضریب مسیر

ضریب تعیین

ضریب مسیر

ضریب تعیین

بر خودکارآمدی تصمیم‌گیری مسیرشغلی

 

208/0

 

299/0

 

334/0

از اشتیاق شغلی

**458/0

**222/0

*177/0

از آمادگی فرصت‌یابی حرفه‌ای

 

**386/0

**382/0

از اشتیاق × فرصت‌یابی

 

 

202/0-

بر اطمینان تصمیم‌گیری مسیرشغلی

 

118/0

 

205/0

 

240/0

 

 

از اشتیاق شغلی

**386/0-

*210/0-

*201/0-

از آمادگی فرصت‌یابی حرفه‌ای

 

356/0-

347/0-

از اشتیاق × فرصت‌یابی

 

 

165/0

از خودکارآمدی تصمیم‌گیری مسیرشغلی

176/0

*189/0

*199/0

از خودکارآمدی× فرصت‌یابی

 

 

019/0

p<0/05* p<0/01**

 

با توجه به جدول 4 و شکل 2، نتایج حاصل از بررسی فرضیه‌های پژوهش به شرح ذیل است:

تحلیل ساختاری اثرات بین اشتیاق شغلی، خودکارآمدی تصمیم‌گیری مسیرشغلی و اطمینان تصمیم‌گیری مسیرشغلی در گام اول ارزیابی شد. همان‌طور که در جدول 4 نمایان است، اشتیاق شغلی بر خودکارآمدی تصمیم‌گیری مسیرشغلی (458/0=β، 252/8 =t، 01/0p<) اثر مثبت و معنی‌داری دارد، اما بر اطمینان تصمیم‌گیری مسیرشغلی (386/0-=β، 287/5 =t، 01/0p<) دارای اثر منفی و معنی‌داری است. هم‌چنین خودکارآمدی تصمیم‌گیری مسیرشغلی بر اطمینان تصمیم‌گیری مسیرشغلی (176/0 = β، 697/1 =t، 05/0< p) اثر معنی‌داری ندارد.

تحلیل ساختاری تأثیر آمادگی فرصت‌یابی حرفه‌ای بر روابط بین اشتیاق شغلی، خودکارآمدی تصمیم‌گیری مسیرشغلی و اطمینان تصمیم‌گیری مسیرشغلی در گام دوم و سوم ارزیابی شد. همان‌طور که در جدول 4 آمده است، در گام دوم با ورود متغیر آمادگی فرصت‌یابی حرفه‌ای در مدل اصلی، اشتیاق شغلی بر خودکارآمدی تصمیم‌گیری مسیرشغلی (222/0 =β، 844/2 =t، 01/0p<) و فرصت‌یابی حرفه‌ای بر خودکارآمدی تصمیم‌گیری مسیرشغلی (386/0 = β، 193/5 =t، 01/0p<) اثر مثبت و معنی‌داری دارند. هم‌چنین خودکارآمدی تصمیم‌گیری مسیرشغلی بر اطمینان تصمیم‌گیری مسیرشغلی (189/0 = β، 419/2 =t، 05/0p<) اثر مثبت و معنی‌داری دارد، اما اشتیاق شغلی بر اطمینان تصمیم‌گیری مسیرشغلی (210/0 -= β، 112/2 =t، 05/0p<) دارای اثر منفی و معنی‌داری است.

همان‌طور که در جدول 4 و شکل 2 مشخص است، در گام سوم با ورود اثرات تعدیلی در مدل اصلی، اشتیاق شغلی بر خودکارآمدی تصمیم‌گیری مسیرشغلی (177/0 = β، 308/2=t، 05/0>p) و فرصت‌یابی حرفه‌ای بر خودکارآمدی تصمیم‌گیری مسیرشغلی (382/0 = β، 823/4 =t، 01/0>p) اثر مثبت و معنی‌داری می‌یابد؛ اما تعامل (اشتیاق × فرصت‌یابی) بر خودکارآمدی تصمیم‌گیری مسیرشغلی (202/0 -=β، 802/0 =t، 05/0<p) اثر معنی‌داری ندارد. هم‌چنین اثر اشتیاق شغلی بر اطمینان تصمیم‌گیری مسیرشغلی (201/0 -= β، 251/2 =t، 05/0p<) منفی و معنی‌دار است، اما فرصت‌یابی حرفه‌ای بر اطمینان تصمیم‌گیری مسیرشغلی (347/0 -= β، 643/1 =t، 05/0<p) و تعامل (اشتیاق × فرصت‌یابی) بر اطمینان تصمیم‌گیری مسیرشغلی (165/0=β، 945/0 =t، 05/0<p) اثر معنی‌داری ندارند. خودکارآمدی تصمیم‌گیری مسیرشغلی بر اطمینان تصمیم‌گیری مسیرشغلی (199/0 = β، 564/2 =t، 05/0p<) اثر مثبت و معنی‌داری دارد، اما اثر تعامل (خودکارآمدی × فرصت‌یابی) بر اطمینان تصمیم‌گیری مسیرشغلی (019/0=β، 173/0 =t، 05/0<p) معنی‌دار نیست.

 

 

 

 
   
 

 

 

 

 

 

 

 

 


شکل 2. مدل اثرات تعدیلی (نتایج حاصل از اجرای گام سوم)


 

 

در ادامه اثر غیرمستقیم و معناداری سوبل برای اثر میانجی خودکارآمدی تصمیم‌گیری مسیرشغلی در رابطة اشتیاق شغلی با اطمینان تصمیم‌گیری مسیرشغلی مورد بررسی واقع شد. همان‌طور که در جدول 5 مشخص است، در گام اول (مدل اصلی)، خودکارآمدی تصمیم‌گیری مسیرشغلی در رابطه بین اشتیاق شغلی و اطمینان تصمیم‌گیری مسیرشغلی (081/0 = غیرمستقیم و 88/6 =t، 01/0>p) اثر مثبت و معنی‌داری دارد.

در گام دوم با ورود متغیر فرصت‌یابی حرفه‌ای در مدل، خودکارآمدی تصمیم‌گیری مسیرشغلی در رابطه بین اشتیاق شغلی با اطمینان تصمیم‌گیری مسیرشغلی (043/0= غیرمستقیم و 73/2=t، 01/0>p) اثر مثبت و معنی‌داری دارد. در گام سوم با ورود اثرات تعدیلی در مدل، خودکارآمدی تصمیم‌گیری مسیرشغلی در رابطه بین اشتیاق شغلی با اطمینان تصمیم‌گیری مسیرشغلی (036/0= غیرمستقیم و 30/2 =t، 05/0>p) اثر مثبت و معنی‌داری دارد.


جدول 5. برازش مدل ساختاری میانجی‌گری خودکارآمدی تصمیم شغلی

مسیرهای مدل

گام‌های اجرای

اثر غیرمستقیم

ضریب تعیین

میانجی‌گری خودکارآمدی در رابطة اشتیاق شغلی و اطمینان تصمیم‌گیری مسیرشغلی

گام اول:

مدل اصلی

**081/0

118/0

میانجی‌گری خودکارآمدی در رابطة اشتیاق شغلی و اطمینان تصمیم‌گیری مسیرشغلی

گام دوم: مدل اصلی و متغیر فرصت‌یابی

**043/0

205/0

میانجی‌گری خودکارآمدی در رابطة اشتیاق شغلی و اطمینان تصمیم‌گیری مسیرشغلی

گام سوم: مدل اثرات تعدیلی

*036/0

24/0

p<0/05* p<0/01**


پس از بررسی اثرات تعدیلی و نبودن اثر معنی‌دار در مدل اصلی که در جدول 4 گزارش شد، بررسی اثرات تعدیلی با توجه به مقایسة گروهی انجام شد. برای این منظور، دانشجویان براساس وضعیت آمادگی فرصت‌یابی حرفه‌ای‌شان به دو گروه قوی و ضعیف تقسیم شدند. بدین‌صورت افرادی که در متغیر آمادگی فرصت‌یابی حرفه‌ای نمرة بالاتر از میانگین داشتند، در گروه قوی و افرادی که نمرة پایین‌تر از میانگین داشتند در گروه ضعیف قرار گرفتند.

همان‌طور که در جدول 6 مشاهده می‌شود، در گروه قوی، تعامل (اشتیاق × فرصت‌یابی) بر خودکارآمدی تصمیم‌گیری مسیرشغلی (44/0 =β، 546/1 =t، 05/0<p) اثر معنی‌داری ندارد. تعامل (اشتیاق × فرصت‌یابی) بر اطمینان تصمیم‌گیری مسیرشغلی (319/0 -=β، 902/1 =t، 05/0>p) اثر منفی و معنی‌داری دارد. تعامل (خودکارآمدی × فرصت‌یابی) بر اطمینان تصمیم‌گیری مسیرشغلی (053/0 = β، 412/0 =t، 05/0<p) اثر معنی‌داری ندارد.

در گروه ضعیف، تعامل (اشتیاق × فرصت‌یابی) بر خودکارآمدی تصمیم‌گیری مسیرشغلی (372/0-= β، 164/2 =t، 05/0>p) اثر منفی و معنی‌داری دارد. تعامل (اشتیاق × فرصت‌یابی) بر اطمینان تصمیم‌گیری مسیرشغلی (362/0-= β، 724/2 =t، 01/0>p) اثر منفی و معنی‌داری دارد. تعامل (خودکارآمدی × فرصت‌یابی) بر اطمینان تصمیم‌گیری مسیرشغلی (031/0-= β، 259/0 =t، 05/0<p) اثر معنی‌داری ندارد.


 

جدول 6. مقایسة گروهی متغیر تعدیل‌گر

مسیرهای تعدیل‌گر

ضریب مسیر

ضریب تعیین

قوی

ضعیف

قوی

ضعیف

بر خودکارآمدی تصمیم‌گیری مسیرشغلی

 

 

348/0

345/0

از اشتیاق × فرصت‌یابی

44/0

*372/0-

بر اطمینان تصمیم‌گیری مسیرشغلی

 

 

411/0

425/0

از اشتیاق × فرصت‌یابی

*319/0-

**362/0-

از خودکارآمدی × فرصت‌یابی

053/0

031/0-

p<0/05* p<0/01**

 

بحث و نتیجه‌گیری

هدف این پژوهش، تعیین تأثیر تعدیلی آمادگی فرصت‌یابی حرفه‌ای بر روابط بین اشتیاق شغلی و اطمینان تصمیم‌گیری مسیرشغلی با نقش میانجی خودکارآمدی تصمیم‌گیری مسیرشغلی بود. با استفاده از مدل‌های میانجی و تعدیل‌گر، روابط بین متغیرهای پژوهش مورد بررسی قرار گرفت.

نتایج مربوط به ضرایب مسیر در مدل‌یابی معادلات ساختاری نشان داد که اشتیاق، اثر مثبت و معنی‌داری بر خودکارآمدی تصمیم‌گیری مسیرشغلی و اثر منفی و معنی‌داری بر اطمینان تصمیم‌گیری مسیرشغلی دارد؛ یعنی اشتیاق در انتخاب شغل و تجارب یادگیری آن بر خودکارآمدی تصمیم‌گیری مسیرشغلی تأثیر مثبت می‌گذارد، اما موجب اطمینان تصمیم‌گیری مسیرشغلی نخواهد شد؛ چراکه افراد مشتاق همیشه به دنبال مشکلات جدید هستند (شوفلی و همکاران، 2001) و فعالانه محیط کاری خود را تغییر می‌دهند (باکر، 2011). نتایج حاصل از پیشینة اشتیاق شغلی نشان داد که اشتیاق بالا در انتخاب شغل به توانمندی تصمیم‌گیری شغلی (راجرز و همکاران، 2008)، بهبود خودکارآمدی شغلی و کاهش افکار خود تخریب‌گر منجر می‌شود (رید و همکاران، 2009؛ وانگ و همکاران، 2010). اشتیاق شغلی حالت مثبت ذهنی مرتبط با کار است و نقطة مقابل فرسودگی شغلی است (شوفلی و همکاران، 2006). هم‌چنین اشتیاق شغلی، پیش‌بینی‌کنندة نتایج مرتبط با کار است (فروند، 2005) و به اطمینان مسیرشغلی در دوران نوجوانی منجر می‌شود (سچولنبرگ و همکاران، 1993).

با ورود متغیر آمادگی فرصت‌یابی حرفه‌ای در مدل، اثر تعدیلی آن در رابطه بین اشتیاق و خودکارآمدی تصمیم‌گیری مسیرشغلی غیر معنی‌دار بود. هم‌چنین اثر تعدیلی آمادگی فرصت‌یابی حرفه‌ای در رابطه بین اشتیاق و اطمینان تصمیم‌گیری مسیرشغلی نیز غیر معنی‌دار بود؛ یعنی وجود آمادگی فرصت‌یابی حرفه‌ای تأثیر تعدیلی بر روابط بین اشتیاق با خودکارآمدی و اطمینان تصمیم‌گیری مسیرشغلی نمی‌گذارد.

نتایج در مدل اصلی نشان داد که خودکارآمدی تصمیم‌گیری مسیرشغلی اثر مثبت و معنی‌داری بر اطمینان تصمیم‌گیری مسیرشغلی دارد؛ یعنی خودکارآمدی به اطمینان و رضایت تصمیم‌گیری شغلی منجر می‌شود. نتایج حاصل از پیشینه نشان داد که خودکارآمدی تصمیم‌گیری مسیرشغلی در مقابل هویت حرفه‌ای پایین (رابینز، 1985)، عقاید و باورهای حرفه‌ای تغییر پذیرتر (لوزا و دی، 1999) و ترس از تعهد حرفه‌ای (بتز و سرلینگ، 1993) قرار دارد. تقویت خودکارآمدی بالا به انتخاب یک شغل، پافشاری و مداومت در آن (احمدی، 1386)، ثبات و پشتکار حرفه‌ای (بتز، 2007)، رضایت‌مندی حرفه‌ای و بهزیستی روانی مرتبط با مسیرشغلی منجر می‌شود (لنت و براون، 2008)، اما خودکارآمدی پایین باعث می‌شود فرد سراغ برخی از انتخاب‌هایی که می‌تواند داشته باشد نرود و یا تصمیم‌های مسیر شغلی‌اش را به تعویق اندازد (لنت و براون، 2006) و به تردید حرفه‌ای می‌انجامد (برگرون و رومانو، 1994؛ بتز و همکاران، 1996؛ تیلور و پومبا، 1990).

اثر میانجی خودکارآمدی تصمیم‌گیری مسیرشغلی بر رابطه بین اشتیاق شغلی و اطمینان تصمیم‌گیری مسیرشغلی از طریق آزمون سوبل، مثبت و معنی‌دار بود که در نتیجه اثر اشتیاق شغلی بر اطمینان تصمیم‌گیری مسیرشغلی را افزایش داد و به اطمینان تصمیم‌گیری مسیرشغلی منجر می‌شود؛ بنابراین حضور متغیر میانجی (خودکارآمدی تصمیم‌گیری مسیرشغلی) باعث افزایش اثر اشتیاق شغلی بر اطمینان تصمیم‌گیری مسیرشغلی می‌شود که یافتة حاضر، هم‌سو و هماهنگ با نتایج پژوهش هایلنت و براون (2006)؛ برگرون و رومانو (1994)؛ بتز و همکاران (1996)؛ تیلور و پومبا (1990) است.

با ورود متغیر آمادگی فرصت‌یابی حرفه‌ای در مدل، اثر تعدیلی آن بر رابطه بین خودکارآمدی و اطمینان تصمیم‌گیری مسیرشغلی غیر معنی‌دار بود؛ یعنی وجود مهارت‌های فرصت‌یابی تأثیر تعدیلی بر رابطه بین خودکارآمدی تصمیم‌گیری مسیرشغلی با اطمینان تصمیم‌گیری مسیرشغلی نمی‌گذارد.

نقش میانجی‌گری خودکارآمدی تصمیم‌گیری مسیرشغلی بر رابطه بین اشتیاق شغلی و اطمینان تصمیم‌گیری مسیرشغلی با ورود متغیر آمادگی فرصت‌یابی حرفه‌ای معنی‌دار شد. به‌عبارت‌دیگر، اشتیاق شغلی دانشجویان با اطمینان تصمیم‌گیری مسیرشغلی از طریق خودکارآمدی تصمیم‌گیری مسیرشغلی تنها زمانی که دانشجویان به اندازة کافی مهارت‌های فرصت‌یابی حرفه‌ای داشته باشند، اثر مثبت و معنی‌داری دارد؛ اما نقش میانجی خودکارآمدی تصمیم‌گیری مسیرشغلی در مدل اصلی بیشتر از مدل اثرات تعدیلی بود؛ یعنی با حضور اثر تعدیلی آمادگی فرصت‌یابی حرفه‌ای در مدل، اثر میانجی خودکارآمدی تصمیم‌گیری مسیرشغلی همچنان مثبت و معنی‌دار بود که این با نظریة اجتماعی-شناختی (SCCT) هم‌سو است (لنت و همکاران، 1994). همچنین مطابق با نتایج مطالعات لنت و براون (2006)؛ برگرون و رومانو (1994)؛ بتز و همکاران (1996) و تیلور و پومبا (1990) درصورتی‌که خودکارآمدی تصمیم‌گیری مسیرشغلی ضعیف باشد، به تردید و دودلی حرفه‌ای منجر می‌شود.

فرض نظریة آمادگی فرصت‌یابی حرفه‌ای نشان می‌دهد که حوادث تصادفی در طول زندگی هم نتایج مثبت و هم نتایج منفی به دنبال دارد. افرادی که به مهارت‌هایی فرصت‌یابی مجهز هستند، به شرایط و حوادث به شیوه‌ای مثبت پاسخ می‌دهند و افرادی که مجهز نیستند، منفی پاسخ می‌دهند. برای این منظور، دانشجویان براساس وضعیت آمادگی فرصت‌یابی حرفه‌ای‌شان به دو گروه قوی و ضعیف تقسیم شدند و اثر تعدیلی آن در مدل بررسی شد. نتایج نشان داد در گروه ضعیف، اثر تعدیلی آمادگی فرصت‌یابی حرفه‌ای بر رابطه بین اشتیاق و خودکارآمدی تصمیم‌گیری مسیرشغلی منفی و معنی‌دار بود. هم‌چنین اثر تعدیلی آمادگی فرصت‌یابی حرفه‌ای بر رابطه بین اشتیاق و اطمینان تصمیم‌گیری مسیرشغلی منفی و معنی‌دار بود؛ یعنی اثر اشتیاق شغلی دانشجویان بر خودکارآمدی تصمیم‌گیری مسیرشغلی زمانی که دانشجویان به اندازة ضعیف آمادگی فرصت‌یابی حرفه‌ای داشته باشند، کاهش می‌یابد. هم‌چنین اثر اشتیاق شغلی دانشجویان بر اطمینان تصمیم‌گیری مسیرشغلی زمانی که دانشجویان به اندازة ضعیف آمادگی فرصت‌یابی حرفه‌ای داشته باشند، کاهش می‌یابد؛ اما در گروه قوی اثر تعدیلی آمادگی فرصت‌یابی حرفه‌ای بر رابطه بین اشتیاق و اطمینان تصمیم‌گیری مسیرشغلی منفی و معنی‌دار بود؛ یعنی اثر اشتیاق شغلی دانشجویان بر اطمینان تصمیم‌گیری مسیرشغلی زمانی که دانشجویان به اندازة کافی و قوی آمادگی فرصت‌یابی حرفه‌ای داشته باشند، کاهش می‌یابد.

دروندادهای شخصی (personal input) و اثرات پس‌زمینه‌ای یا محتوایی (background orcontextual influences) به‌عنوان عناصر مهم مربوط به شکل‌گیری تجارب یادگیری، خودکارآمدی و اهداف شغلی در نظر گرفته می‌شوند. بااین‌حال، حتی در میان مردم با باورهای یکسان نسبت به خودکارآمدی و اشتغال مشابه در زمینة اکتشاف شغلی تفاوت وجود دارد. با توجه به نظر کرومبولتز (2009)، حوادث غیرعمدی برای هرکسی اتفاق می‌افتد، اما هرکسی حوادث اتفاقی را تبدیل به افزایش فرصت‌های شغلی خود نمی‌کند. عوامل زمینه‌ای به‌صورت متفاوت در هر فردی اثر می‌گذارد. برخی از افراد را می‌توان با حوادث اتفاقی غنی ساخت، درحالی‌که برخی دیگر را نمی‌توان غنی ساخت. نتایج حاصل از این پژوهش نشان داد که آمادگی فرصت‌یابی حرفه‌ای یکی از توانایی‌های افراد است که بهترین استفاده از زمینه‌های پیرامون و یا فرصت‌های شغلی بالقوه را به وجود می‌آورد. علاوه بر این، اثر غیرمستقیم معنی‌دار، نشان می‌دهد که آمادگی فرصت‌یابی حرفه‌ای نقش تسهیل‌کننده به‌منظور افزایش سطح تصمیم‌گیری از طریق اثر میانجی دارد، حتی اگر تأثیر مستقیم بر وضعیت تصمیم نداشته باشد. در زمینة مشاورة شغلی، این نتایج نشان می‌دهد که آمادگی فرصت‌یابی حرفه‌ای، نقش تعیین‌کننده به‌عنوان تقویت‌کننده برای کارجویی که مشتاقانه در فعالیت‌های شغلی گوناگون درگیر هست بازی کند اما نمی‌تواند برای زندگی شغلی‌شان تصمیم‌گیری کند.

به‌طور قراردادی، مشاورة شغلی و حرفه‌ای در کمک به کارجو برای اتخاذ تصمیم شغلی از طریق کاوش در ماندگاری شغل آینده متمرکز شده است (پاتون، کرید و مولر[66]، 2002؛ اسکوریکو[67]، 2007). بااین‌حال، نمی‌توان آینده را با هر درجه از اطمینان پیش‌بینی کرد. در سال‌های اخیر، به‌طور فزاینده‌ای گزارش شده است که وقایع تصادفی و برنامه‌ریزی‌نشده مانند حوادث و شانس در تصمیم‌گیری شغلی افراد تأثیرگذار است (چن، فیشر و بیلر[68]، 2006؛ پریور و بریگت، 2007)؛ بنابراین کمک به کارجو برای توسعة مهارت‌های شناخت، بهره‌برداری و استفاده از فرصت‌های شغلی مختلف، به‌مراتب مهم‌تر از نقش مشاوران شغلی صرفاً برای تعیین یک هدف خاص برای کارجو است (میشل و همکاران، 1999؛ کرومبولتز، 2009).

نتایج حاصل از این مطالعه نیز نشان می‌دهد که توسعة شغلی افراد به‌واسطة موفقیت در هم‌افزایی بین آمادگی فرصت‌یابی حرفه‌ای و عوامل مرتبط با شغل (به‌عنوان‌مثال، اشتیاق شغلی، خودکارآمدی تصمیم‌گیری مسیرشغلی و اطمینان تصمیم‌گیری مسیرشغلی) تقویت می‌شود. در نتیجه پژوهش حاضر بر اهمیت توسعة آمادگی فرصت‌یابی حرفه‌ای تأکید دارد که یک توانایی در جهت استفاده از حوادث تصادفی به‌عنوان پارادایم تغییرات توسعة مسیرشغلی در نظرگرفته می‌شود.

گرچه مطالعات درزمینة رویداد تصادفی در توسعة شغلی افزایش یافته است، بسیاری از مطالعات نظری هستند، نه تجربی (به‌عنوان‌مثال، بندورا، 1982؛ میشل و همکاران، 1999). نتایج این پژوهش بیان می‌کند که رویداد تصادفی در توسعة مسیرشغلی تأثیر می‌گذارد؛ بنابراین، بررسی چگونگی خصوصیات شخصی مربوط به رویدادهای تصادفی (مثلاً آمادگی فرصت‌یابی حرفه‌ای در این مطالعه) که گذر شغلی را متأثر می‌کند، اهمیت دارد. علاوه بر این، بیش از نیمی از شرکت‌کنندگان در این مطالعه دانشجویان سال اول و دوم بودند. این نمونه طیف بسیار کامل‌تری را تشکیل می‌دهند؛ زیرا دانشجویان بزرگ‌تر ممکن است در حال حاضر اقدام به تصمیم‌گیری مسیرشغلی کرده باشند؛ بنابراین در دانشجویان سال‌های پایین‌تر اکتشاف مسیرشغلی کمتر انجام شده است. این پژوهش، یک مطالعة تجربی از نقش آمادگی فرصت‌یابی حرفه‌ای است. امید است که نتایج حاصل از این پژوهش برای پزشکان آینده و هم‌چنین پژوهشگران در زمینة مشاورة شغلی مفید و مؤثر واقع شود.

این پژوهش مانند بسیاری از پژوهش‌های دیگر با برخی محدودیت‌ها همراه بوده است. اول این‌که ماهیت مقطعی بودن گردآوری داده‌ها، برداشت‌ها و نگرش‌ها نسبت به اتفاقات مربوط به مسیرشغلی بود که در یک نقطه از زمان اندازه‌گیری شد. پیشنهاد می‌شود در پژوهش‌های آینده، مطالعات طولی انجام شود که در آن چگونگی نقش آمادگی فرصت‌یابی حرفه‌ای در فرایند توسعة مسیرشغلی قابل بررسی باشد. دوم این‌که این مطالعه صرفاً یک مطالعة میدانی با استفاده از پرسش‌نامه بود. اگرچه این روش، روشی مرسوم برای اندازه‌گیری متغیرهای روان‌شناختی است، اما امکان دارد انحراف از این روش رخ‌داده باشد. پیشنهاد می‌شود در پژوهش‌های بعدی از روش‌های چندگانه استفاده شود (به‌عنوان‌مثال، مشاهده، مصاحبه و گزارش‌های دوره‌ای)؛ چرا که یک رویکرد پژوهش ترکیبی برای اندازه‌گیری متغیرهای مربوط به شغل، تصویر روشنی از اثرات درازمدت رویداد تصادفی ارائه می‌کند. سوم این‌که در این پژوهش از چهار مقیاس مربوط به شغل استفاده شد؛ بنابراین، مقداری واریانس مشترک در میان متغیرها وجود داشت. بااین‌حال، تفاوت‌هایی از این نظر وجود دارد که اطمینان تصمیم‌گیری مسیرشغلی بیشتر زمانی استفاده می‌شود که تصمیم آزمودنی‌ها برای دنبال‌کردن مسیرشغلشان سنجیده شود؛ درحالی‌که خودکارآمدی تصمیم‌گیری مسیرشغلی اشاره دارد به این‌که چه قدر آن‌ها در رشد مسیرشغلی شایستگی دارند. اشتیاق شغلی بر این متمرکز است که چگونه آزمودنی‌ها فعالانه به‌سوی توسعة مسیر شغلی‌شان رفتار می‌کنند. هم‌چنین، آمادگی فرصت‌یابی حرفه‌ای به حس آزمودنی‌ها از ماجراجویی و تمایل به جست‌وجو در فرصت‌های مسیرشغلی اشاره دارد. باوجوداین محدودیت‌ها در این پژوهش، نقش آمادگی فرصت‌یابی حرفه‌ای در روند رشد شغلی معنی‌دار بوده است؛ بنابراین هدایت کارجو به توسعة مهارت‌های کنجکاوی، خوش‌بینی، ریسک‌پذیری، پشتکار و انعطاف‌پذیری به ایجاد باور در خود و احساس اعتمادبه‌نفس منجر می‌شود و در نتیجه تصمیم‌گیری‌های شغلی لذت‌بخش می‌گیرد و از فرصت‌های تصادفی در ارتباط با توسعة مسیرشغلی خود بهره‌ور می‌شود.

 

تشکر و قدردانی

نویسندگان این مقاله از ریاست محترم آموزش دانشکدة پزشکی دانشگاه علوم پزشکی کرمان سرکار خانم فرزانه اسمعیلی که نهایت همکاری را برای پیاده‌سازی هر چه بهتر این پژوهش در دانشکدة پزشکی داشتند، صمیمانه تشکر و قدردانی می‌کنند.

 



[1] Kim, Jang, Jung, Lee & Pui

[2]Kraus

[3]Bargh & Chartrand

[4]Blustein

[5]Hall & Marvis

[6]occupational engagement

[7]Paivandy

[8]Rogers, Creed & Glendon

[9]Schaufeli, Bakker, & Salanova

[10]Bakker, Tims & Derks

[11]Reed, Skaar & Parson

[12]Wang, Zhang & Shao

[13]Rabinowitz & Hall

[14]Freund

[15]Schulenberg, Vondracek & Kim

[16]Social-Cognitive Theory

[17]Betz

[18]Larson, Wei, Wu,Borgen & Bailey

[19]Bandura

[20]Lent, Brown & Hackett

[21]Swanson & Fouad

[22]Schifano

[23]Stacy

[24]Brown

[25]Bergeron & Romano

[26] Betz, Klein & Taylor

[27]Popma

[28]Robbins

[29]Luzzo & Day

[30]Serling

[31]Nauta

[32]Cardoso & Moreira

[33]Pihie

[34]Mitchell, Levin & Krumboltz

[35]Pryor & Amundson & Bright

[36]Planned happenstance approach

[37]Social learning theory

[38]Ulven

[39]Zunker

[40]Curiosity

[41]Persistence

[42]Flexibility

[43]Optimism

[44]Risk-taking

[45].Partial Least Squares

[46].Majchrzak, Beath, Lim & Chin

[47]Krejcio & Morgan

[48]Occupational engagement (OES-S)

[49]Cox

[50]Convergent Validity

[51]Composite Reliability

[52]Career decision self-efficacy (CDSES-SF)

[53]Career decision certainty (CDS)

[54]Osipow, Carney, Winer, Yanico & Koschir

[55]The Openness to VocationalOpportunity (OVOS)

[56]Average Variance Extracted (AVE)

[57]Fornell & Larcker

[58] Magner, Welker & Campbell

[59]Moss &et al

[60] Vinzi et al

[61]Discriminant Validity

[62] Stone – Geisser criterion ()

[63] Blindfolding

[64] Goodness of Fit (GOF)

[65]Construct Level Changes

[66]Patton, Creed, & Muller

[67]Skorikov

[68]Chien, Fisher & Biller

احمدی، نهال (1386)، تأثیر آموزش مدیریت کسب‌وکار خانگی بر خودکارآمدی حرفه‌ای زنان خودسرپرست شهر اصفهان (پایان‌نامه کارشناسی ارشد)، دانشکده علوم تربیتی و روان‌شناسی، دانشگاه اصفهان.

داوری، علی و رضازاده، آرش (1393)، مدلسازی معادلات ساختاری با نرم‌افزار PLS. تهران، انتشارات جهاد دانشگاهی.

دین‌دوست، لعیا (1387)، تأثیر مشاورة مسیرشغلی به سبک رویکرد تصادفی برنامه‌ریزی‌شده بر قابلیت‌های کارآفرینی دانشجویان (پایان‌نامه کارشناسی ارشد)، دانشکده علوم تربیتی و روان‌شناسی، دانشگاه اصفهان.

دین‌دوست، لعیا؛ عابدی، محمدرضا و بهرامی، فاطمه (1391)، تأثیر مشاورة گروهی مسیر شغلی به سبک رویکرد تصادفی برنامه‌ریزی‌شده بر پرورش مهارت‌های آمادگی فرصت‌یابی حرفه‌ای دانشجویان دانشگاه اصفهان، فصلنامه مشاورة شغلی و سازمانی، 4(13)؛ 155-140.

طباطبایی، سید سجاد و جهانگرد، حمیده (1395)، تحلیل ساختاری خودکارآمدی تصمیم‌گیری شغلی بر اطمینان تصمیم‌گیری شغلی با میانجی‌گری ابعاد فرصت‌یابی حرفه‌ای، فصلنامه علمی - پژوهشی پژوهش‌نامة تربیتی، 11(47)؛ 85-112.

طباطبایی، سید سجاد و لسانی، مهدی (1396)، اعتباریابی آمادگی فرصت‌یابی حرفه‌ای مبتنی بر رویکرد حداقل مربعات جزئی، فصلنامه اندازه‌گیری تربیتی، 7(25)؛ 157-180.

محسنین، شهریار و اسفیدانی، محمدرحیم (1393)، معادلات ساختاری مبتنی بر رویکرد حداقل مربعات جزئی به کمک نرم‌افزار Smart-PLS آموزشی و کاربردی، تهران، مهربان نشر.

Bakker, A. B. (2011), An evidence-based model of work engagement.Current Direction in Psychological Science, 20(4), 265-269.

Bakker, A. B., Tims, M., & Derks, D. (2012), The development and validation of the job crafting scale. Journal of Vocational Behavior, 80, 173-186.

Bandura, A. (1982), The psychology of chance encounters and life paths.American Psychologist, 37,747-755.

Bandura, A. (2002), Social cognitive theory: An agentic perspective. Annual Review of Psychology, 52, 1-26.

Bargh, J. A., & Chartrand, T. L. (1999), The unbearable automaticity of being.American Psychologist, 54, 462-479.

Bergeron, L. M., & Romano, J. L. (1994), The relationships among career decision-making selfefficacy, educational indecision, vocational indecision, and gender.Journal of College StudentDevelopment, 35, 19-24.

Betz, N. E. (2007), Career Self-Efficacy: Exemplary Recent Research and EmergingDirections. Journal of Career Assessment, 15(4), 403-422.

Betz, N. E. & Schifano, R. S. (2000), Evaluation of an intervention to increase realistic self-efficacy and interests in college women.Journal of Vocational Behavior, 56, 35-52.

Betz, N. E. & Serling, D. (1993), Criterion-related and construct validity of fear of commitment.Journal of Career Assessment, 1, 21-34.

Betz, N. E., Klein, K. L. & Taylor, K. M. (1996), Evaluation of a short form of the Career Decision-Making Self-Efficacy Scale.Journal of Career Assessment, 4, 47-57.

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

Blustein, D. L. (2006), The psychology of working: A new perspective for career development, counseling, and public policy. Mahwah, NJ: Lawrence Erlbaum

Cardoso, P. & Moreira, J. o. M. (2009), Self-efficacybeliefs and the relation betweencareer planning and perception of barriers.International Journal of VocationalGuidance, 9, 177-188.

Chien, J. C., Fisher, J. M., & Biller, E. (2006), Evaluating a metacognitive and planned happenstance career training course for Taiwanese college students.Journal of Employment Counseling, 43, 146-153.

Cox, D. W. (2008), The operationalization of occupational engagement and initial validation of the occupational engagement scale for college students (Doctoraldissertation).University of Kansas, Lawrence.

Fornell, C., & Larcker, D. (1981), Evaluating structural equation modeling with unobserved variables and measurement error.Journal of Marking Research, 18(1), 39-50.

Freund, A. (2005), Commitment and job satisfaction as predictors of turnover intentions among welfare workers.Administration in Social Work, 29(2), 5-21.

Hall, D. T., & Marvis, P. H. (1996), The new protean career: Psychological success and the path with a heart.In D. T. Hall (Ed.), The career is dead-long live the career: A relational approach to careers (15–45), San Francisco, CA: Jossey-Bass.

Kim, B., Jang, S. H., Jung, S. H., Lee, B. H., Puig, A., & Lee, S. M. (2014),A moderated mediation model of planned happenstance skills, career engagement, career decision self‐efficacy, and career decision certainty. The Career Development Quarterly, 62(1), 56-69.‌

Kraus, L. (1997), The Impact of an Intervention on the Career Decision-Making Self Efficacy and Career Indecision of High School junior (Doctoral dissertation), University of Kansas.

Krejcio, R. V. & Morgan, D. W. (1970), Determining Sample Size for Research activities.Educational and Psychological Measurement, 30, 607-610.

Krumboltz, J. D. (2009), The happenstance learning theory.Journal of Career Assessment, 17, 135-154.

Larson, L. M., Wei, M., Wu, T. F., Borgen, F. H., & Bailey, D. C. (2007),Discriminating among educational majors and career aspirations in Taiwanese undergraduates: The contribution of personality and self-efficacy.Journal of Counseling Psychology, 54(4), 395-408.

Lent, R. W., & Brown, S. D. (2006), On conceptualizing and assessing social cognitive constructs in career research. A measurement guide. Journal of Career Assessment, 14, 12-35.

Lent, R. W., & Brown, S. D. (2008).Socialcognitive career theory and subjectivewell-being in the context of work.Journal of Career Assessment, 16(1), 6-21.

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

Luzzo, D. A., & Day, M. A. (1999), Effects of Strong Interest Inventory feedback on career decision making self-efficacy and social cognitive career beliefs. Journal of Career Assessment, 7, 1-17.

Majchrzak, A., Beath, C., Lim, R., & Chin, W. W. (2005). Management clientdialogues during information system design to facilitate client learning. MISQuarterly Journal, 29(4), 653-672.

Mitchell, K. E., Levin, A. S., & Krumboltz, J. D. (1999), Planned happenstance: Constructing unexpected career opportunities. Journal of Counseling & Development, 77,115-124.

Nauta, M. M. (2007), Career Interests, Self-efficacy, and personality as antecedent’s ofcareer exploration. Journal of CareerAssessment, 15(2), 162–180.

Osipow, S. H., Carney, C. G., Winer, J. L., Yanico, B. J., & Koschir, M. (1976), CareerDecision Scale (3rd ed., rev). Odessa, FL: Psychological Assessment Resources.

Paivandy, SH. L. (2008), The validity of cognitive constructs in cognitive information processing and social cognitive career theories. (Doctoral dissertation), Florida University.

Patton, W., Creed, P. A., & Muller, J. (2002), Career maturity and well-being as determinants of occupational status of recent school leavers.Journal of Adolescent Research, 17, 425-435.

Pihie, Z. A. L. (2009), Entrepreneurship as acareer choice: an analysis ofentrepreneurial self-efficacy and intentionof university students. European Journalof Social Sciences, 9(2), 338-349.

Pryor, R. G. L., & Bright, J. E. H. (2007), Applying chaos theory to careers: Attraction andattractors.Journal of Vocational Behavior, 71, 375-400.

Pryor, R. G. L., Amundson, N., & Bright, J. E. H. (2008), Possibilities and probabilities: The strategic counseling implications of the chaos theory of careers.The Career Development Quarterly, 56,309-318.

Rabinowitz, S., & Hall, D. T. (1977), Organizational research on job involvement.Psychological Bulletin, 84, 265-288.

Reed, T. L., Skaar, N. R., & Parson, L. B. (2009), A study of constructivist career development, empowerment, indecision, and certainty. Career and Technical Education Research, 34, 3-20.

Robbins, S. B. (1985), Validity estimates for the career decision making self-efficacy scale.Measurement and Evaluation in Counseling and Development, 18, 64-71.

Rogers, M. E., Creed, P. A. & Glendon, A. I. (2008), The role of personality in adolescent career planning and exploration: A social cognitive perspective. Journal of Vocational Behavior, 73, 132–142.

Schaufeli, W. B., Taris, T., LeBlanc, P., Peeters, M., Bakker, A.B., & DeJonge, J. (2001), Maakt arbeid gezond? Op zoek naar de bevlogen werknemer [Can work produce health? The quest for the engaged worker].De Psycholoog, 36, 422-428.

Schaufeli, W.B., Bakker, A.B., & Salanova, M. (2006), The measurement of work engagement with a short questionnaire.A cross-national study.Educational and Psychological Measurement, 66, 701-716.

Schulenberg, J., &Vondracek, F., & Kim, J. (1993), Career certainty andshort-term changesin work valuesduring adolescence. The Career Development Quarterly, 41, 268-284.

Skorikov, V. (2007), Continuity in adolescent career preparation and its effects on adjustment.Journal of Vocational Behavior, 70, 8-24.

Stacy, M. E. (2003), Influences of selected demographic variables on the career decision-making self-efficacy of college seniors (Doctoral dissertation), Louisiana State University.

Swanson, J., & Fouad, N. A. (1999), Applying theories of person-Environment fit to the transiton from school to work. The Career Development Quarter, 47,337-349.

Taylor, K. M., & Popma, J. (1990), Construct validity of the career decision-making self-efficacyscale and the relationship of CDMSE to vocational indecision. Journal of Vocational Behavior, 37, 17-31.

Ulven, J. C. (2001), The Openness to Vocational Opportunity Scale: AnApplication of the Planned Happenstance Approach (Doctoral dissertation), University of Kansas.

Wang,J. Zhang,D.&Shao,J. (2010),Group training on the improvement of women college students’ career decision-making self-efficacy.China Mental Health Journal, 20(11), 765-767.

Zunker, V. G. (2006), Career Counseling a Holistic Approach.United States of America: Thomson Books/Cole, a part of the Thomson Corporation