Work Hope: The Role of Personal and Social Factors and Family Support

Document Type : Research Paper

Authors

1 M. A. in Career Counseling, Faculty of Education and Psychology, University of Isfahan, Isfahan, Iran.

2 Assistant Professor of Counseling, Department of Counseling, Faculty of Education and Psychology, University of Isfahan, Isfahan, Iran

Abstract

The purpose of the present study was to investigate the related factors on work hope in University of Isfahan's Students. It was a descriptive, correlational study. The statistical samples of the study comprised of all of the students in the University of Isfahan in 2014-15. The sample including 300 students was selected through relatively stratified sampling in the University of Isfahan. The work hope scale, general self-efficacy questionnaire, differential status identity scale, time perspective questionnaires and perceived social support scale were used in collecting the data. The results of path analysis showed that family support indirectly related to work hope through social prestige and social power. Besides, family support indirectly related to self-efficacy through social power. Among the dimensions of perceived social status, social power was found to be indirectly related to work hope through self-efficacy, and social prestige found to be directly related to work hope. Further, self-efficacy was related to work hope both directly and indirectly. Among the aspects of time perspective, the present hedonistic was significantly and positively related to work hope; however, present fatalistic was significantly and negatively related to work hope. In general, the results showed that the self-efficacy, social prestige, social support, present hedonistic, present fatalistic and family support could predict work hope.
 
 

Keywords

Full Text

در دهه‌های اخیر، پس از ظهور روانشناسی مثبت‌گرا[1]، نظریه‌پردازان و محققان، سازه‌هایی خوش‌بینی[2] و امید[3] را مورد بررسی قرار داده‌اند (اسنایدر و کالوف،2000). اسنایدر (2000) امید را از یک جنبش روانشناسی مثبت‌نگر اقتباس کرده و نشان داد که امید یک منبع نیرومند در تعیین رفتار است (جانتونن و وترستن، 2006). امید را می‌توان به یک حالت انگیزشی مثبت، که نگرش افراد را با توجه به توانایی آن‌ها در مفهومی کردن اهداف، توسعه گذرگاه‌هایی برای نائل شدن به آن اهداف و بهره‌گیری از راهبردها برای رسیدن به آن اهداف، تعریف نمود (اسنایدر، 2002).

همچنین امید از جنبه نظری شامل فرایندهای شناختی است که یک حالت انگیزشی ایجاد می‌کند و در نتیجه بر دامنه‌ای از ساختارهای آموزشی و مرتبط بر شغل تأثیر می‌گذارد (جانتونن و وترستن، 2006). جانتونن و وترستن (2006) نظریه امید[4] را در روان‌شناسی شغلی به‌صورت امید شغلی[5] توسعه دادند. آن‌ها معتقدند که امید شغلی، عامل مهمی در پیگیری و دستیابی به معنای کاری بوده و یک حالت انگیزشی مثبت است که شامل اهداف مرتبط با کار[6]، عاملیت[7] و گذرگاه‌های دستیابی به آن اهداف[8] است.

جکسون و نویل[9] (1998، به نقل از جانتونن و وترستون، 2006) معتقدند که امید شغلی در فهم بهتر نیازهای اقتصادی جمعیت‌های محروم، به‌خصوص آن‌هایی که به علت زیان‌های اقتصادی نمی‌توانند به این مزایا دسترسی داشته باشند، مهم است. عوامل مختلفی بر امید شغلی تأثیر دارند از جمله عوامل مورد توجه پژوهشگران، خودکارآمدی[10] (دافی، آلن، و دیک، 2011)، چشم‌انداز زمان[11] (یاکوشکو و سوکولوا، 2010؛ اکبرزاده، مصطفوی، میرزایی، اسدی، هاشم‌زاده، و همکاران، 2014) و موقعیت اجتماعی ادراک‌شده[12] (تامپسون و هر و نیتزاریم ،2013) است.

مفهوم خودکارآمدی با فعالیت‌های بندورا (1977، به نقل از صادقی، 1390) آغاز شد. بندورا (2000)، خودکارآمدی را به عنوان، توانایی فرد برای انجام موفقیت‌آمیز یک کار خاص و نیز یک عامل انگیزشی براى انجام هر فعالیتی می‌داند. به عبارت دیگر آن را به‌عنوان باورهای فرد به توانایی‌های خود در انجام وظایف به صورت موفقیت‌آمیز می‌داند (بندورا، 2000). یافته‌ها نشان می‌دهد، خودکارآمدی با تعدادی از نتایج تحصیلی و شغلی رابطه دارد. برای مثال خودکارآمدی با چشم انداز زمان (زبردست، بشارت و حقیقت‌گو، 2011)، موفقیت مسیر شغلی[13] (ابلی و اسپارک، 2009)، پیشرفت تحصیلی[14] (حسینی‌راد، 1392) و امید شغلی (دافی، و همکاران، 2011) رابطه دارد.

یکی دیگر از عواملی که نقش آن در امید شغلی مورد بررسی قرار گرفته، چشم‌انداز زمان است. چشم‌انداز زمان یک جهت‌گیری شخصی است که نحوه‌ی ادراک و عمل فرد بر اساس گذشته، حال و آینده را نشان می‌دهد (جکسون، 2006). زیمباردو و بوید (1999) معتقد است که، چشم‌انداز زمان فرایندی آگاهانه است که در آن، مقوله‌های زمان در رابطه‌ی بین تجارب شخصی و اجتماعی نقش بسزایی دارند. زیمباردو و بوید (1389) چشم‌انداز زمان را به شش نوع، گذشته‌ی مثبت[15]، گذشته‌ی منفی[16]، حال لذت‌گرا[17]، حال سرنوشت گرا[18]، آینده[19] و آینده متعالی[20] تقسیم کرد. چشم‌انداز زمان گذشته به افرادی اشاره دارد که از لحاظ روانشناسی به سمت گذشته‌ی شخصی خود گرایش دارند و تحت تأثیر آن قرار می‌گیرند. چشم‌انداز زمان حال به افرادی اشاره دارد که به برنامه‌ریزی بلندمدت و تنظیم اهداف نمی‌پردازند، این افراد به‌طور کلی به سمت اینجا و اکنون جهت داده می‌شوند. چشم‌انداز زمان آینده مربوط به یک جهت‌گیری کلی نسبت به آینده و تلاش‌های فرد برای پاداش‌ها و اهداف آینده است (استولارسکی و بیتنر، زیمباردو، 2011). در بررسی‌های صورت گرفته در زمینه امید شغلی، چشم‌انداز زمان به‌عنوان عامل مهمی در پیش‌بینی امید شغلی افراد معرفی ‌شده است (یاکوشکو و سوکولوا،2010؛ اکبرزاده و همکاران، 2014).

یکی دیگر از متغیر‌هایی که نقش آن در پیش‌بینی امید شغلی مورد بررسی قرارگرفته موقعیت اجتماعی ادراک‌شده (PSS) است. موقعیت اجتماعی ادراک‌شده، ادراک فرد از دستیابی به منابع اقتصادی[21]، پرستیژ اجتماعی[22] و قدرت اجتماعی[23] است که به نظر می‌رسد ساختار فرصت‌های یک فرد را شکل می‌دهد و از رشد مسیر شغلی و آموزشی فرد خبر می‌دهد (فواد و براون، 2000). موقعیت اجتماعی ادراک‌شده شامل دستیابی شخص به فرصت‌های موجود در جامعه (مثل فرصت‌های متفاوت برای یادگیری جانشینی و الگو نقش، دسترسی متفاوت حمایت عاطفی و مالی، موانع ساختارها) و ارزیابی فرد از آن دسترسی است (فواد و بروان، 2000).

پژوهش‌های مختلف به رابطه موقعیت اجتماعی ادراک‌شده با پیامدهای تحصیلی و شغلی پرداخته‌اند. برای مثال رابطه موقعیت اجتماعی ادراک‌شده با خودکارآمدی تصمیم‌گیری مسیر شغلی[24]، اضطراب انتخاب مسیر شغلی[25] و انتظارات نتیجه دانشگاه، در دانشجویان تأیید شده است (تامپسون و هر و نیتزاریم، 2013؛ تامپسون وسابیچ، 2006، 2011).

یکی دیگر از عوامل مورد بررسی در پژوهش حاضر حمایت خانواده[26] است. خانواده نقش بسیار مهمی در رشد افراد دارد. والدین می‌توانند تسهیل‌گر یا مانع رشد روان‌شناختی فرزندانشان باشند. به عبارت دیگر خانواده حمایت‌های عاطفی و مالی را فراهم می‌کند و همچنین والدین ارزش‌ها، اهداف و انتظاراتشان را به فرزندانشان انتقال می‌دهند، این مسائل می‌تواند بر روند زندگی افراد تأثیر فراوانی داشته باشد (فواد، کتامینو، سمودر، چن، فتیزپاتریک، و همکاران، 2008). نظریه‌پردازان معتقدند والدین در شکل‌گیری خود پنداره تأثیرگذارند و می‌توانند نقش الگو داشته باشند (برگن، 2006). حمایت خانواده با رشد مسیر شغلی[27] (مسنی، 2009) و آرزوهای مسیر شغلی[28] نوجوانان (برگن، 2006) رابطه دارد.

با توجه به آنچه گفته شد، نقش عوامل مذکور در رابطه با امید شغلی مورد بررسی قرارگرفته است و این نیاز احساس می‌شود که هر کدام از این عوامل نیز در جامعه دانشجویان ایرانی بررسی شود. با این حال در پژوهش‌های انجام شده در زمینه امید شغلی، عوامل ذکر شده به ‌صورت جداگانه مورد توجه بوده است و به تحلیل رگرسیون اکتفا شده است (مانند یاشوکو و سوکولوا، 2010؛ تامپسون و هر و نیتزاریم ،2013؛ گیون، 2013؛ و کنی، والش، بلایر، بلوستین، بمپچت، و همکاران، 2010). این در حالی است که برای پیش‌بینی امید شغلی به الگوی مدون و مبتنی بر تحقیق نیاز است تا متغیرهایی که در پژوهش‌های قبلی به‌طور مجزا مورد توجه قرارگرفته‌اند در کنار یکدیگر نیز مورد بررسی قرار دهد.

همچنین بر اساس جستجوهای انجام شده در موتورهای جستجو، پژوهشی در ایران به غیر از پژوهش اکبرزاده و همکاران (2014) که به بررسی رابطه امید شغلی با چشم‌انداز پرداخته بود، یافت نگردید. وی نشان داد که بین چشم‌انداز آینده، حال لذت‌گرا و حال سرنوشت با امید شغلی رابطه وجود دارد. با توجه به مطالعات محدود در داخل کشور در زمینه امید شغلی، جای خالی پژوهش در این زمینه مشهود است. از این‌رو این پژوهش به دنبال درک بهتر از عوامل مؤثر بر امید شغلی و نحوه‌ی تأثیر آن‌ها بر دانشجویان بود. همچنین با توجه به تحولات چشمگیر جمعیتی در دهه‌های اخیر و در نتیجه افزایش جمعیت جوان در کشور ایران که موجب عدم‌تطبیق بین تقاضا و وضعیت موجود بازار کار گردیده است، لازم است که دیدگاه امیدوارانه قشر جوان بویژه دانشجویان مورد بررسی قرار گیرد. به عبارت دیگر در این پژوهش نقش خودکارآمدی، چشم‌انداز زمان، موقعیت اجتماعی ادارک شده و حمایت خانواده در امید شغلی دانشجویان مورد بررسی قرار گرفت. با توجه به مطالب فوق این فرضیه مطرح شد که حمایت خانواده مستقیم و غیرمستقیم از طریق موقعیت اجتماعی ادراک شده و خودکارآمدی با امید شغلی رابطه دارد. همچنین خودکارآمدی مستقیم و غیرمستقیم از طریق چشم‌انداز زمان با امید شغلی در رابطه است.

 

روش

روش پژوهش، جامعه آماری و نمونه: این مطالعه توصیفی از نوع همبستگی است. جامعه آماری پژوهش شامل کلیه دانشجویان دانشگاه اصفهان (در سه دوره کارشناسی، کارشناسی ارشد و دکترا) بود که در سال تحصیلی 94-93 مشغول به تحصیل بودند. با توجه به اینکه در مورد حجم بهینه نمونه در تحقیقاتی که از روش مدل‌سازی معادلات ساختاری استفاده می‌کنند، توافق کلی وجود ندارد، اما به زعم بسیاری از پژوهشگران حداقل حجم نمونه لازم 200 نفر می‌باشد (سیوو، فان، ویت و ویلس، 2006 و هو، 2008). در پژوهش حاضر برای کاهش خطای اندازه‌گیری، حجم نمونه 300 نفر مشخص شد. سپس بر اساس روش نمونه‌گیری طبقه‌ای نسبتی، به نسبت جمعیت هر دانشکده و نیز جنسیت دانشجویان در هر دانشکده، حجم نمونه برای هر دانشکده مشخص گردید.

ابزار سنجش: امید شغلی: در این پژوهش برای سنجش امید شغلی از مقیاس امید شغلی[29] (جانتون و وترستون، 2006) استفاده شد. این مقیاس شامل 24 گویه است و مشتمل بر3 زیر مقیاس اهداف[30] (7 گویه)، عاملیت[31] (9 گویه) و گذرگاه[32] (8 گویه) است. این آزمون دارای مقیاس 7 درجه‌ای از 1= کاملاً مخالفم تا 7 = کاملاً موافقم، تنظیم شده است. نمرات بالا در این مقیاس، امید شغلی بالا را نشان می‌دهد. جانتون و وترستون (2006) پایایی به شیوه‌ی آلفای کرونباخ برای کل مقیاس 90/0 و برای زیر مقیاس‌های، اهداف 81/0، عاملیت 87/0 و گذرگاه 68/0 گزارش نمودند. در پژوهش حاضر به‌منظور بررسی پایایی مقیاس امید شغلی از روش همسانی درونی استفاده شد. پایایی به شیوه‌ی آلفای کرونباخ در پژوهش حاضر برای کل نمونه 91/0 و در هر زیر مقیاس، اهداف 71/0، عاملیت 81/0 و گذرگاه 74/0 بدست آمد.

خودکارآمدی عمومی: برای سنجش خودکارآمدی از پرسشنامه خودکارآمدی عمومی[33] که توسط شرر[34] و مادوکس[35] (1982، به نقل از گنجی، و فراهانی، 1388) تدوین شده استفاده شد. پرسشنامه دارای ۱۷ گویه است که هر گویه بر اساس مقیاس لیکرت از دامنه 1= کاملاً مخالفم تا 5= کاملاً موافقم تنظیم می‌شود. نمرات بالا، خودکارآمدی بالا را در افراد گزارش می‌دهد. این مقیاس توسط براتی (۱۳۷۵، به نقل از گنجی، و فراهانی، 1388) ترجمه و اعتبار یابی شده است. ضریب پایایی این مقیاس با استفاده از روش دو نیمه کردن آزمون گاتمن[36] برابر 76/0 و پایایی به شیوه‌ی آلفای کرونباخ 79/0 گزارش شده است (شماعی‌زاده و عابدی، 1384). نجفی (۱۳۸۰) نیز پایایی به شیوه‌ی آلفای کرونباخ را برای این پرسشنامه 83/0 گزارش کرد. گنجی و فراهانی (۱۳۸۸) پایایی به شیوه‌ی آلفای کرونباخ 81/0 گزارش کردند. در پژوهش حاضر پایایی به شیوه‌ی آلفای کرونباخ 90/0 بدست آمد.

موقعیت اجتماعی ادراک‌شده: موقعیت اجتماعی ادراک‌شده شرکت‌کنندگان به‌وسیله مقیاس شناسایی وضعیت افتراقی (DSIS)[37] (براون و د آگروما، بروان، سیا، یمینی - دیفو، و همکاران، 2002) 60 سؤالی سنجیده شد. این مقیاس دارای چهار زیر مقیاس منابع اقتصادی- امکانات رفاهی[38]، منابع اقتصادی - نیازهای اصلی[39]، قدرت اجتماعی و پرستیژ اجتماعی است. برای پاسخ به گویه‌ها مقیاس 5 درجه‌ای از 2- = بسیار پایین‌تر از متوسط جامعه تا 2+ = بسیار بالاتر از متوسط جامعه تنظیم شده است. نمرات بالا در هر زیر مقیاس نشان دهنده‌ی، درک بیشتر از متوسطه جامعه، موقعیت اجتماعی ادراک شده است. براون و همکاران (2002)، پایایی به شیوه‌ی آلفای کرونباخ مقیاس شناسایی وضعیت افتراقی را 98/0 گزارش دادند. همچنین تامپسون و سابیچ (2007)، پایایی به شیوه‌ی آلفای کرونباخ 97/0 را گزارش کردند. در پژوهش حاضر پایایی به شیوه‌ی آلفای کرونباخ برای ابعاد منابع اقتصادی - امکانات رفاهی 93/0، منابع اقتصادی - نیازهای اصلی 90/0، قدرت اجتماعی 90/0 و پرستیژ اجتماعی 93/0 برآورد شد.

مقیاس حمایت خانواده ادراک‌شده[40]: این مقیاس توسط وی و روسمن[41] (1996، به نقل از مسنی، 2009) تدوین شده است. این آزمون دارای 10 سوال با مقیاس 3 درجه‌ای (1=اصلاً، 2= کم، 3= قابل‌توجه) است. که پس از پژوهش مقدماتی، گزینه (متوسط) توسط پژوهشگر برای سنجش دقیق‌تر، اضافه گردید. نمرات بالا در این مقیاس، حمایت خانواده ادراک شده بیشتر را نشان می‌دهد. وی و روسمن (1996، به نقل از مسنی، 2009) پایایی به شیوه‌ی آلفای کرونباخ را برای مقیاس حمایت خانواده ادراک‌شده 85/0 گزارش دادند. مسنی (2009)، پایایی به شیوه‌ی آلفای کرونباخ را 83/0 گزارش کرد. در پژوهش حاضرپایایی به شیوه‌ی آلفای کرونباخ 89/0 بدست آمد.

دیدگاه زمانی: در این پژوهش از فرم تجدید نظر شده پرسشنامه چشم‌انداز زمان[42] (زیمباردو و بوید (۱۳۸۹) برای سنجش دیدگاه زمانی افراد استفاده شد. پرسشنامه دارای 66 گویه است و 6 نوع چشم‌انداز را مورد بررسی قرار می‌دهد. برای پاسخگویی به این پرسشنامه مقیاس 5 درجه‌ای از 1= بسیار نادرست تا 5= بسیار درست تنظیم شده است. نمرات بالا در هر یک از زیر مقیاس‌ها، چشم‌انداز افراد را نشان می‌دهد. در پژوهش حاضر پایایی به شیوه‌ی آلفای کرونباخ برای خرده مقیاس گذشته منفی 77/0، دیدگاه چشم‌انداز گذشته مثبت60/0 (با حذف گویه‌های 29 و 49)، دیدگاه چشم‌انداز حال لذت‌گرا 65/0، دیدگاه چشم‌انداز حال سرنوشت 67/0، دیدگاه چشم‌انداز آینده 71/0، دیدگاه چشم‌انداز آینده متعالی 86/0 بدست آمد.

روش اجرا و تحلیل: در این پژوهش نسبت حجم نمونه پژوهش در سه مقطع کارشناسی (7/49%)، کارشناسی ارشد (9/34%) و دکترا (4/15%) رعایت گردید. بدین ترتیب در نمونه حاضر در سه مقطع تحصیلی، 38 نفر از دانشکده ادبیات و علوم انسانی، 12 نفر از تربیت بدنی و علوم ورزشی، 40 نفر از روانشناسی و علوم تربیتی، 30 نفر از زبان خارجی، 43 نفر از علوم، 43 نفر از علوم اداری و اقتصادی، 38 نفر از فنی و مهندسی، 10 نفر از علوم جغرافیایی و برنامه‌ریزی، 8 نفر از حمل و نقل، 11 نفر از شیمی، 18 نفر از مهندسی و کامپیوتر، 6 نفر از علوم و فناوری‌های مدرن و 3 نفر از اهل بیت بودند. میانگین پاسخگویی به تمام پرسشنامه‌ها 15 تا 20 دقیقه بود. برای تجزیه و تحلیل داده‌ها از نرم‌افزارهای آماری 19Spss  و 22Amos استفاده شد و داده‌ها با استفاده از تحلیل مسیر مورد تجزیه و تحلیل قرار گرفت.

 

یافته‌ها:

در این پژوهش پس از ورود داده‌ها در نرم‌افزار 19Spss ، 8 نفر به علت سبک پاسخ‌دهی به پرسشنامه حذف شدند و در مجموع حجم نمونه به 292 نفر (188 نفر دختر و 104 نفر پسر) کاهش یافت. میانگین سنی در پسران 56/24 و در دختران 71/23 بود. نتایج تحلیل واریانس (ANOVA) نشان داد که بین امید شغلی و سطح تحصیلات دانشجویان تفاوت معنادار وجود نداشت. داده‌ها در دو سطح توصیفی و استنباطی تحلیل شدند. در جدول (1) میانگین و انحراف معیار امید شغلی، خودکارآمدی، ابعاد چشم‌انداز زمان، ابعاد موقعیت اجتماعی ادراک شده و حمایت خانواده قید شده است.


جدول 1. شاخص‌های توصیفی امید شغلی، خودکارآمدی، چشم‌انداز زمان، موقعیت اجتماعی ادارک شده و حمایت خانواده

متغیرها

میانگین

انحراف معیار

امید شغلی

32/120

25/20

خودکارآمدی

96/61

97/9

چشم انداز زمان

 

 

گذشته منفی

15/3

58/0

گذشته مثبت

55/3

53/0

حال لذت گرا

25/3

41/0

حال سرنوشت

62/2

55/0

آینده

59/3

45/0

آینده متعالی

97/3

68/0

موقعیت اجتماعی ادارک شده

 

 

منابع اقتصادی - رفاهی

98/1-

47/11

منابع اقتصادی - نیاز های اصلی

69/0

9

قدرت اجتماعی

90/5

97/7

پرستیژ اجتماعی

76/4-

23/10

حمایت خانواده

70/33

41/5

 

 

در ابتدا چنین فرض شده است که حمایت خانواده، خودکارآمدی، ابعاد چشم‌انداز زمان و ابعاد موقعیت اجتماعی ادراک‌شده، هرکدام به‌صورت مستقیم با امید شغلی رابطه دارند. همچنین ابعاد موقعیت اجتماعی ادراک‌شده، خودکارآمدی و ابعاد چشم‌انداز زمان نقش میانجی را دارند. به‌ عبارت‌ دیگر در این مدل حمایت خانواده به‌عنوان متغیر برون‌زاد، ابعاد موقعیت اجتماعی ادراک‌شده، خودکارآمدی و ابعاد چشم‌انداز، به‌عنوان میانجی و امید شغلی به‌عنوان متغیر وابسته در نظر گرفته ‌شد.

شاخص‌های کلی برازش مدل پیشنهادی پژوهش (216/0 =RMSEA) در دامنه قابل قبول نبودند و مدل تأیید نمی‌گردد و نیاز به اصلاح دارد. دو راه برای اصلاح مدل وجود دارد، یکی حذف مسیرهایی که ضرایب تأثیر آن‌ها معنادار نبوده است و دیگری آزاد کردن پارامترهای ثابت (قاسمی، 1389). به این ترتیب مسیرهای غیر معنادار حذف گردیدند، به‌طوری‌که مسیر مستقیم حمایت خانواده به امید شغلی و خودکارآمدی حذف گردید. همچنین مسیرهای منابع اقتصادی -امکانات رفاهی، منابع اقتصادی - نیازهای اصلی و قدرت اجتماعی به امید شغلی حذف گردید. از سوی دیگر از بین ابعاد چشم‌انداز زمان، مسیرهای ابعاد گذشته منفی، گذشته مثبت، آینده و آینده متعالی به امید شغلی حذف شد. برای حذف آن‌ها دلایل منطقی وجود داشت که در بخش بحث و نتیجه‌گیری به آن اشاره می‌شود. برای بررسی نقش میانجی‌گری متغیرها، سه شرط رابطه معنادار متغیر مستقل با متغیر میانجی، رابطه معنادار متغیر میانجی با متغیروابسته و عدم رابطه‌ی متغیر مستقل با متغیر وابسته (شروت و بولگر، 2002)، بررسی شد. مدل اصلاح‌شده در شکل (1) نشان داده شده است. برازش این مدل مورد بررسی قرار گرفت. شاخص برازش کلی مدل اصلاح‌شده در جدول (2) آورده شده است.


جدول 2. شاخص‌های کلی برازش مدل اصلاح‌شده

 

شاخص‌های کلی برازش
 

مطلق

تطبیقی

مقتصد

CMIN

DF

P

TLI

CFI

CMIN/DF

PNFI

PCFI

RMSEA

مقادیر مطلوب

5-1

-

-

90/0 - 1

90/0 -1

2-3

50/0 -1

50/0 -1

0 تا 08/0

 

مقادیر برآورد

46/22

11

001/0

93/0

96/0

2

5/0

51/0

060/0

 

 

همان‌طور که جدول (2) نشان می‌دهد، برای مدل اصلاح‌شده، شاخص برازش توکر لویس (93/0) و شاخص برازش تطبیقی (96/0) حاکی از قابل قبول بودن مدل است. مقادیر PNFI، PCFI در این مدل (5/0، 51/0) حاکی از مقتصد بودن مدل است. در نهایت مقدار شاخص ریشه دوم میانگین مربعات باقی‌مانده (060/0) نشان می‌دهد که این مدل را می‌توان قابل قبول دانست و مدل تأیید می‌گردد. در کل 34% واریانس امید شغلی در این مدل تبیین می‌شود. جدول (3) شاخص‌های جزئی برازش، شامل ضرایب تاثیر را نشان می‌دهد. همان‌طور که ملاحظه می‌شود تمامی ضرایب مسیر معنادار هستند.

 

 

 

شکل 1. مدل اصلاح شده رابطه حمایت خانواده، موقعیت اجتماعی ادراک شده، خودکارآمدی، چشم انداز زمان و امید شغلی

جدول 3. خلاصه پارامترهای برآورد شده برای تأثیر حمایت خانواده، خودکارآمدی، حال لذت‌گرا، حال سرنوشت و پرستیژ اجتماعی بر امید شغلی

 

پارامتر

مقدار استاندارد

مقدار بحرانی

سطح معنادار

فاصله اطمینان 95%

بوت استراپ

سوگیری

خطای استاندارد

 

 

 

 

 

حد

پایین

حد بالا

 

 

ضریب تأثیر بتا و گاما

حمایت خانواده              پرستیژ اجتماعی

25/0

35/4

01/0

014/0

035/0

002/0-

053/0

حمایت خانواده             قدرت اجتماعی

31/0

47/5

01/0

195/0

403/0

001/0

053/0

پرستیژ اجتماعی               امید شغلی

19/0

93/3

01/0

093/0

285/0

003/0-

050/0

قدرت اجتماعی              خودکارآمدی

17/0

97/2

03/0

056/0

284/0

001/0-

060/0

خودکارآمدی               حال لذت‌گرا

15/0-

65/2-

08/0

268/0-

034/0

001/0

061/0

خودکارآمدی               حال سرنوشت

33/0-

87/5-

01/0

426/0

209/0

001/0

054/0

خودکارآمدی                امید شغلی

39/0

68/7

01/0

290/0

501/0

002/0-

053/0

حال لذت‌گرا               امید شغلی

16/0

36/3

01/0

349/0-

129/0

001/0-

055/0

حال سرنوشت              امید شغلی

25/0-

95/4

01/0

059/0

254/0

001/0-

049/0

 

 

جدول (4) نتایج بررسی روابط غیر مستقیم با روش بوت استرپ را نشان می‌دهد.


جدول 4. نتایج بوت استراپ مسیرهای غیر مستقیم در الگوی اصلاح شده

متغیر

اثر کل

فاصله اطمینان 95% بوت استراپ

نتیجه

مستقل

وابسته

داده

بوت

حد بالا

حد پایین

 

حمایت خانواده

امید شغلی

07/0

020/0

117/0

038/0

بی تاثیر

قدرت اجتماعی

امید شغلی

077/0

029/0

139/0

025/0

تاثیر گذار

خودکارآمدی

امید شغلی

45/0

048/0

105/0

011/0

تاثیر گذار

حال سرنوشت

امید شغلی

25/0

055/0

001/0

001/0

بی تاثیر

حال لذت‌گرا

امید شغلی

162/0

049/0

001/0

001/0

بی تاثیر

پرستیژ اجتماعی

امید شغلی

189/0

050/0

001/0

001/0

بی تاثیر

 

 

نتایج جدول (4) نشان داد که معنی‌داری مسیرهای غیر مستقیم حمایت خانواده بر امید شغلی با میانجی‌گری قدرت اجتماعی و خودکارآمدی است. سطح اطمینان برای فاصله اطمینان 95 و تعداد نمونه‌گیری مجدد بوت استراپ 1000 است. با توجه به اینکه صفر بیرون از این فاصله‌ها (حد پایین و بالا) قرار گرفته است، این روابط میانجی‌گری، معنی‌دار هستند.

 

بحث

پژوهش حاضر نقش عوامل شخصی، اجتماعی و حمایت خانواده را در امید شغلی دانشجویان بررسی نمود. در این پژوهش مدلی مفهومی فرض شد که در آن حمایت خانواده به‌عنوان متغیر برون‌زا، ابعاد موقعیت اجتماعی ادراک شده، خودکارآمدی و ابعاد چشم‌انداز، به‌عنوان میانجی و امید شغلی به‌عنوان متغیر وابسته در نظر گرفته ‌شد.

بر اساس نتایج حمایت خانواده، نتوانست رابطه مستقیمی با امید شغلی نشان دهد و به‌طور غیرمستقیم از طریق پرستیژ اجتماعی و قدرت اجتماعی با امید شغلی رابطه داشت. این یافته‌ها با پژوهش‌های گرین (2010)، مسنی و مک ویرتر (2013) همسو است. نتایج این پژوهش‌ها نشان داد که حمایت خانواده با موقعیت اجتماعی ادراک‌شده رابطه مثبت معنادار دارد. در تبیین این یافته‌ می‌توان گفت، حمایت خانواده به‌عنوان یک منبع بسیار قوی، می‌تواند بر پرستیژ اجتماعی و قدرت اجتماعی ادراک‌شده افراد تأثیرگذار باشد. این منبع نیرومند می‌تواند نقش تسهیل‌گر یا مانع را در پرورش استعدادها، توانایی‌ها و گسترش توانمندی‌ها داشته باشد. به‌عبارت‌دیگر می‌توان گفت، هنگامی‌که فرد در جامعه‌ی خود احساس ارزشمندی و مفید بودن می‌کند و در کنار آن نیز از یک منبع حمایتی قوی برخوردار باشد، اهداف اثربخش‌تر و مفیدتری را انتخاب می‌کند و از انگیزه‌ی بالایی جهت دستیابی به اهداف، شروع و ادامه مسیر برخوردار است.

از طرف دیگر حمایت خانواده با خودکارآمدی رابطه مستقیمی نشان نداد، بلکه به‌طور غیرمستقیم از طریق قدرت اجتماعی با خودکارآمدی رابطه داشت. این یافته‌ها با نتایج پژوهش صادقی (1390)، رستمی، شاه‌محمدی، قائدی، بشارت، زردخانه، و همکاران (1389)، مسنی (2009) و تورس و سولبرگ (2001) که رابطه مستقیمی بین حمایت خانواده و خودکارآمدی نشان داده بودند، همخوان نیست. در تبیین این یافته می‌توان گفت که نقش قدرت اجتماعی ادارک شده، در ایجاد خودکارآمدی دانشجویان بیش‌تر از حمایت خانواده به صورت مستقیم است.

از سوی دیگر خودکارآمدی به عنوان میانجی حمایت خانواده و امید شغلی در نظر گرفته شد که این رابطه تایید نگردید و در عوض قدرت اجتماعی میانجی حمایت خانواده و خودکارآمدی واقع شد بطوری‌که با افزایش قدرت اجتماعی ادراک شده، خودکارآمدی فرد نیز افزایش یافته و به دنبال آن امید شغلی نیز بیشتر می شود. این یافته‌ها با پژوهش‌های تامپسون و داهلینگ (2011) و مسنی (2009) همسو است. وجود منابع اقتصادی – اجتماعی و درک افراد از اینکه می‌توانند به لحاظ اجتماعی نفوذ داشته باشند می‌تواند بر باورهای خودکارآمد آن‌ها تأثیرگذار باشد (تامپسون و سابیچ، 2006؛ مسنی، 2009). به عبارت دیگر می‌توان گفت منشا خودکارآمدی به قدرت اجتماعی ادارک شده دانشجویان بر می‌گردد.

در پژوهش حاضر خودکارآمدی هم به‌صورت مستقیم و هم به‌صورت غیرمستقیم از طریق صرفاً چشم‌انداز حال لذت‌گرا و سرنوشت با امید شغلی رابطه داشت. رابطه مستقیم خودکارآمدی و امید شغلی در راستای پژوهش یاکوشکو و سوکووا (2010) است. باور به خودکارآمدی می‌تواند شامل باور به توانایی برای تعیین اهداف، عمل به آن‌ها و عبور از مسیرهای دشوار برای رسیدن به اهداف نیز باشد و احتمالاً به همین دلیل خودکارآمدی به‌طور مستقیم با امید شغلی در ارتباط است. در زمینه رابطه‌ی غیرمستقیم خودکارآمدی با امید شغلی از طریق حال حال لذت‌گرا و حال سرنوشت می‌توان گفت، احتمالا خودکارآمدی باعث می‌شود فرد احساس کنترل بیشتری بر امور زندگی خود داشته و اهداف بهتر و مؤثرتری را انتخاب کرده و گذرگاه‌هایی که به شکست منجر می‌شود را حذف کند (زبردست و همکاران، 2011). باور توانمند بودن و توانستن می‌تواند بر دیدگاه یا چشم‌انداز افراد مؤثر باشد. به‌عبارت‌دیگر افراد با خودکارآمدی پایین به شکست‌ها و تجربیات ناموفق خود تکیه می‌کنند (پاجاریس و شانک، ٢٠٠١( و چشم‌انداز آن‌ها در کل روند و فرایند زندگی ناامیدانه و منفی است. درصورتی‌که افراد با خودکارآمدی بالا از گذشته خود هر چند تلخ، برای افزایش توانایی‌ها و رسیدن به اهداف و خواسته‌هایشان در آینده استفاده می‌کنند. بدین ترتیب خودکارآمدی، یعنی باور به توانایی‌های شخصی، امید فرد برای این‌که بتواند اهدافی را برای آینده تعیین کند و به سوی این اهداف گام بردارد و خود نقش عاملیت در آینده خود داشته باشد را افزایش می‌دهد. بر اساس رویکردهای شناختی، خودکارآمدی یک سازه شناختی است که احتمالاً می‌تواند سازه انگیزشی امید شغلی که بار هیجانی دارد را تحت تأثیر قرار دهد. در عین حال خودکارآمدی با کاهش چشم‌انداز حال لذت‌گرا و سرنوشت به افزایش امید شغلی منجر می‌شود زیرا باور به توانمندی‌ها می‌تواند تمرکز فرد بر تحقق اهداف را افزایش داده و اعتقاد فرد نسبت به اینکه همه چیز از قبل تعیین شده و او هیچ کنترلی بر آن ندارد را کاهش دهد (زیمباردو و بوید، 1389) و بدین ترتیب امید او برای مسیر شغلی‌اش افزایش یابد.

همچنین نتایج نشان داد که از بین ابعاد چشم‌انداز، ابعاد حال لذت‌گرا و حال سرنوشت با امید شغلی رابطه معنادار داشتند. این یافته با پژوهش اکبرزاده و همکاران (2014) در یک راستا است. ازآنجا که ابعاد چشم انداز زمان مستقل از یکدیگر هستند، تأثیر هر کدام بر امید شغلی جداگانه بررسی شد و مشخص گردید که بین دیدگاه حال سرنوشت و امید شغلی رابطه منفی معنادار وجود داشت. در تبیین این یافته‌ها می‌توان گفت، افراد با دیدگاه حال سرنوشت، به جبر زمان حال اعتقاد دارند. آن‌ها معتقد به سرنوشت از پیش تعیین شده هستند (زیمباردو و بوید، 1389). احتمالاً این افراد انگیزه لازم جهت انتخاب اهداف و گذرگاه‌هایی جهت رسیدن به اهداف را ندارند زیرا معتقدند که این اهداف و مسیرها از قبل مشخص‌شده‌اند و آن‌ها نمی‌توانند آن را تغییر دهند. به‌طور خلاصه با افزایش دیدگاه حال سرنوشت، امید شغلی کاهش میابد.

از طرف دیگر در پژوهش حاضر دیدگاه زمانی حال لذت‌گرا با امید شغلی رابطه مثبت معنادار داشت. در این رابطه می‌توان به ویژگی بارز این دیدگاه یعنی "تمرکز زیاد بر لذت در زمان حال" اشاره کرد (زیمباردو و بوید، 1389). افرادی که چشم‌انداز زمانی آن‌ها حال لذت‌گرا است، از محدود شدن بیزارند در زمان حال تصمیم‌گیری از محدود شدن بیزارند و دوست دارند به کارهایی که در آن خلاق و خودجوش هستند، بپردازند (زیمباردو و بوید، 1389). بنابراین می‌توان گفت که این افراد در هنگام مواجه با مشکلات، در راه رسیدن موفقیت‌آمیز به اهداف، از راه‌ها و گذرگاه‌های مختلفی استفاده می‌کنند تا به نتیجه دلخواه دست یابند و همین امر موجب افزایش امید شغلی می‌شود.

به‌طور کلی می‌توان گفت امید شغلی سازه‌ای است که عوامل خانوادگی، اجتماعی و فردی در تعامل با یکدیگر بر آن تاثیر دارند و نکته جالب این است که عوامل فردی به امید شغلی نزدیک‌ترند در حالی که پیش زمینه و منشا آن‌ها عوامل خانوادگی و موقعیت اجتماعی ادارک شده‌ای است که در آن‌ها را سوق می‌دهد.

از جمله محدودیت‌های این پژوهش آن بود که، مطالعه تنها بر روی دانشجویان دانشگاه انجام شده است. لذا برای تعمیم نتایج به دانشجویان سایر شهرها و سایر افراد باید محتاط بود. در این راستا پیشنهاد می‌شود که این روابط در جوامع دیگر نیز بررسی گردد تا قابلیت تعمیم نتایج افزایش یابد. همچنین با توجه به این‌که در این پژوهش تنها از یک روش سنجش استفاده شد برای سنجش دقیق‌تر، به‌عنوان پیشنهادی برای پژوهش‌های آتی، بهتر است داده‌های حاصل از روش‌های سنجش مختلف ادغام شود. با توجه به یافته‌ها، یکی از پیشنهادات کاربردی این پژوهش استفاده از مشاوره مسیر شغلی شناختی اجتماعی برای افزایش خودکارآمدی و نیز ایجاد چشم‌انداز زمانی متعادل به منظور افزایش امید شغلی دانشجویان است. با اینحال پیشنهاد می‌شود که با طراحی و اجرای این مداخلات، تأثیر آن‌ها بر تغییرات امید شغلی دانشجویان مقایسه گردد.


[1] positive psychology

[2] optimism

[3] hope

[4] hope therapy

[5] work hope

[6] presence of work- related goals

[7] agency

[8] the pathways for achieving those goals

[9] Jackson & Neville

[10] self- efficacy

[11] time perspective

[12] perceived social status

[13] career successful

[14] academic achievement

[15] past positive

[16] past negative

[17] present hedonistic

[18] present fatalistic

[19] future

[20] transcendental- future

[21] economic resources

[22] social prestige

[23] social power

[24] career decision self-efficacy

[25] career choice anxiety

[26] family support

[27] career development

[28] career aspiration

[29]work hope scale

[30] goals

[31] agency

[32] pathway

[33] general self-efficacy questionnaire

[34] Sherer

[35] Maddux

[36] Gottman

[37] differential status identity scale

[38] economic resources- amenities

[39] economic resources- basic needs

[40] perceived family support scale

[41] Way and Rossmann

[42] time perspective questionnaires

References

 
منابع
حسینی‌راد، ف. (1392). ‌بررسی رابطه علی چشم‌انداز آینده و خودکارآمدی با پیشرفت تحصیلی با میانجی‌گری راهبردهای یادگیری خودتنظیمی دانش‌آموزان پسر دبیرستان اهواز. پایان‌نامه کارشناسی ارشد. رشته روان‌شناسی دانشگاه اهواز.دانشکده علوم تربیتی و روان‌شناسی.
رستمی، ر.، شاه محمدی، خ.، قائدی، غ. م.، بشارت، م. ع.، اکبر زردخانه، س.، و نصرت آبادی، م. (1389). رابطه خودکارآمدی باهوش هیجانی و حمایت اجتماعی ادراک‌شده در دانشجویان دانشگاه تهران. فصلنامه دانشگاه علوم پزشکی و خدمات بهداشتی درمانی گناباد. 16( 13)، 54-46.
زیمباردو، اف.، و بوید، جی. (1389). پارادوکس زمان، روان‌شناسی نوین زمان که زندگی تان را تغییر خواهد داد. ترجمه ش. پرویزی.، و ط. ملا باشی. تهران: مولوی. (تاریخ انتشار به زبان اصلی 2009).
شماعی‌زاده، م.، و عابدی، م. ر. (1384). تأثیر مشــاوره شغلی بـرافزایش خودکارآمدی کارآفرینی دانشـجویان دانشگاه اصـفهان. دانش و پـژوهش در روان‌شناسی، 7(23)، 38-29.
صادقی، ا. (1390). عوامل مؤثر بر رشد مسیر شغلی دانش‌آموزان سوم راهنمایی. پایان‌نامه دکترا مشاوره شغلی: دانشگاه اصفهان. دانشکده علوم تربیتی و روان‌شناسی.
قاسمی، و. (1389). مدل‌سازی معادله ساختاری در پژوهش‌های اجتماعی با کاربرد Amos graphics. تهران: انتشارات جامعه شناسان.
گنجی ارجنگی، م.، و فراهانی، م. ن. (1388). رابطه‌ی استرس شـغلی و خودکارآمدی با رضایت از زنـدگی در امـدادگران حـوادث گـاز استان اصفهان. پژوهش در سلامت روان‌شناختی. 2 (3)، 24-15.
نجفی، م. (1380).  بررسی خودکارآمدی ادراک‌شده و بازخورد بر عملکرد ریاضی دانش‌آموزان سال دوم رشته‌ی ریاضی فیزیک زنجان. پایان‌نامه‌ی کارشناسی ارشد: دانشگاه تربیت معلم تهران.
Abele, A. E., & Spurk, D. (2009). The longitudinal impact of self- efficacy and career goals on objective and subjective career success. Journal of Vocational Behavior, 77, 53- 62.
Akbarzadeh, M., Mostafavi, M., Mirzaee, A., Asadi, S., Hashemzadeh, A., & ReyhaniNahr, A. (2014). Relationship between Time perspective and work hope. Bulletin of Environment, Pharmacology and Life Sciences, 3, 157- 163.
Bandura, A. (2000). Cultivate self-efficacy for personal and organization effectiveness Handbook of principles of organization behavior. pp. 120-139. Oxford, Uk: Blachwell.
Bergen, R. J. S. (2006). Family influences on young adult career Development and aspiration. Doctoral Dissertation in psychology. University of North Texas.
Brown, M. T., D'Agruma, H. D., Brown, A., Sia, A., Yamini-Diouf, Y., & Porter, S. (2002). Differential status identity: Construct, measurement, and initial validation. In Symposium presented during the annual convention of the American Psychological Association, Chicago, Illinois.
Duffy, R. D., Allan, B. A., & Dik, B. J. (2011). The presence of a calling and academic satisfaction: Examining potential mediators. Journal of Vocational Behavior, 79(1), 74-80.
Fouad, N. A., & Brown, M. T. (2000). Role of race and social class in career development: Implications for counseling psychology. In S. D. Brown & R. W: Lent (Eds.), Handbook of counseling psychology (3rd ed., 379-408). New York: Wiley.
Fouad, N. A., Kautamneni, N., Smother, M. K., Chen, Y. L., Fitzpatrick, M., Terry. S. (2008). Asian American career development: a Qualitative analysis. Journal of Vocational Behavior, 43(1), 43-54.
Green, R. M. (2010). The Relationship between perceived social status, stress and health in Mexican American Immigrant. Doctoral Dissertation in psychology of Brigham Young University.
Guion. D. (2013). Work hope and the socioemotional functioning of offenders. Doctoral Dissertation in psychology. Virginia Commonwealth University.
Hoe, S. L. (2008). Issues and procedures in adopting structural equation modeling technique. Journal of applied quantitative methods, 3(1), 76- 83.
Jackson, W. H. (2006). Time perspective and motivation. Retrieved (date retrieved), available at:// internet. Cybermesa. Com/ bajckson/ Papers/ Jackson2006 Time Perspective Motivation. Pdf.
Juntunen, C. L., & Wettersten, K. B. (2006). Work hope: Development and initial validationof a measure. Journal of Counseling Psychology, 53, 94–106.
Kenny, M. E., Walsh-Blair, L. Y., Blustein, D. L., Bempechat, J., & Seltzer, J. (2010). Achievement motivation among urban adolescents: Work hope, autonomy support, and achievement-related beliefs. Journal of Vocational Behavior, 77(2), 205-12.
Metheny, J. R. (2009). Family of origin Influence on the career development of yang adults: the relative contribution of social status and family support. Doctoral Dissertationin psychology. University of Oregon.
Metheny, J., &McWhirther, E. H. (2013).  Contributions of social status and family support to college students' career decision self - efficacy and outcome expectation. Journal of Career Assessment, 21 (3). 294- 378.
Pajares, F., & Schunk, D. H. (2001). Self-beliefs and school success: self-efficacy, self-concept, and school achievement. In R. Riding & S. Rayner (Eds.), Perception (pp. 239-266). London: Ablex Publishing.
Shrout, P. E., & Bolger, N. (2002). Mediation in experimental and nonexperimental studied: new procedures and recommendations. Psychological Methods. 429- 445.
Sivo, S. A., Fan, X., Witta, E. L., &Willse, J. T. (2006). The search for "optimal" cutoff properties: Fit index criteria in structural equation modeling. The Journal of experimental education, 74(3). 267- 288.
Snyder, C. R. (2000). Handbook of hope: Theory, measures, and applications. Lawrence: Academic Press.25-52.
Snyder, C. R. (2002). Hope theory: Rainbows in the mind. Psychological Inquiry, 13(4), 249-275.
Snyder, C. R., & McCullough, M. E. (2000). A positive psychology field of dreams. Journal of social and clinical psychology, 19, 151-160.
Stolarski, M., Bitner, J., & Zimbardo, PH. G. (2011). Time perspective, emotional intelligence and discounting of delayed awards. Time and Society. 20(3) 346–363. 
Thompson, M. N., & Subich, L. M. (2006). The relation of social status to the career decision-making process. Journal of Vocational Behavior, 69, 289-301.
Thampson, M. N., & Dahling, J. (2011). Perceived social status and learning experiences in social cognitive career theory. Journal of Vocational Behavior, 80 (2012), 351- 361.
Thompson, M. N., & Subich, L. M. (2007). Exploration and validation of the Differential Status Identity Scale. Journal of Career Assessment, 15, 227-239.
Thompson, M. N., &Subich, L. M. (2011). Relations of supports and barriers to social status and vocational behavior. The Counseling Psychologist, 39, 735–763.
Thompson, M. N., Her, p., & Nitzarim, S. R. (2013). Personal and contextualvariables related to work hope among undergraduate students from underrepresented backgrounds. Journal of Career Assessment, 30, 1-8.
Torres, J. B., & Solberg, V. S. (2001). Role of self- efficacy, stress, social integration and family support in Latino college student persistence and health. Journal of Vocational Behavior, 59(4), 53- 63.
Yakushko, O., & Sokolova, O. (2010). Work hope and influences of the career development among Ukrainian college students. Journal of Career Development, 36(4), 310-23.
Zebardast, Z., Besharat, M. A., & Hghighatgoo, M. (2011). The relationship between self-efficacy and time perspective in students. Journal of Social and Behavioral Sciences, 30, 935 – 938.
Zimbardo, P.  G., & Boyed, J. N. (1999). Putting time in perspective: A valid, reliable individual-differences metric. Journal of Personality and Social Psychology, 77, (6), 1271-1288.
Positive Psychology Research
Volume 1, Issue 4 - Serial Number 4
November 2016
Pages 15-28

Files

History

  • Receive Date: 09 February 2016
  • Revise Date: 13 December 2016
  • Accept Date: 17 January 2017

Share

How to cite

Statistics