نوع مقاله : مقاله پژوهشی
نویسندگان
1 عضو هیئت علمی دانشگاه گیلان
2 کارشناسی ارشد مدیریت بازرگانی دانشگاه گیلان
چکیده
کلیدواژه‌ها
مقدمه
در هنگامه‌ای که نظام اقتصادی کشور پس از کشاکش‌های میان جناح‌های سیاسی ـ در دهه 1360 ـ به‌سوی نظامی مبتنی بر اقتصاد آزاد سوق پیدا کرده و آموزش عالی و توسعه آن نیز در هماهنگی با کلیت نظام بر عرضه و تقاضا استوار شده است، از مسئولیت دولت برای ایجاد اشتغال فارغ‌التحصیلان دانشگاهی کاسته و انتخاب رشته برای تحصیل دانشگاهی معطوف به همه سونگری و آینده‌بینی خود دانشجو شده است (مهرام و ساکتی، 1385: 4)؛ اما اوضاع و احوال آموزش نیز از جهات کاملاً متفاوتی مورد انتقاد است؛ به این معنا که توسعه آموزش و کیفیت کار آن با نیازهای اقتصادی و تقاضاهای اجتماعی از
ناهماهنگی درآمده و گسترش کمی آموزش که بیشتر بر ملاحظات سیاسی متکی بود، کمتر رابطه‌ای با نیازها و امکانات اقتصادی داشته و جامعه را در محدوده مشکلات اقتصادی و اجتماعی جدید قرار داده است. پیدایش این تضاد در بطن جامعه از شیوه عدم تجانس استراتژی‌های اقتصادی و اجتماعی از یک سو و آموزش از سوی دیگر است (قریشی‌راد، 1387: 48).
این تضاد مشخصه‌های متعددی دارد که از میان آن‌ها بیکاری جوانان به نحو خاصی جلب نظر میکند. این امر قبل از هر چیز نمایانگر این واقعیت است که دانشگاه‌ها وظایف خود را در زمینه آماده ساختن فرد برای احراز شغل به خوبی انجام نمی‌دهد، به نحوی که هم اکنون می‌بینیم فارغ‌التحصیلان دانشگاهی با مشکلات جدی در زمینه پیدا کردن شغل روبه‌رو هستند (نصیرزاده بیرمی، 1379: 53). در تشریح سازوکار این وضع پیچیده کارشناسان امور اقتصادی و مسائل آموزشی از اصطلاح رکود تورمی آموزش کمک می‌گیرند. رکود اشتغال و تورم آموزشی را باید در ورشکستگی فن‌های برنامه‌ریزی انسانی، نابسامانی نظام آموزشی و رکورد اقتصادی جست‌وجو کرد که نتیجه این عدم تعادل به صورت بیماری پنهان و آشکار و ناامیدی در دستیابی به شغلی مناسب ظاهر می‌شود (قریشی‌راد، 1387: 49) و همواره این سؤال را مطرح می‌سازد که چه عواملی در اشتغال و امید به آن نقش دارد؟
در پژوهشهای بسیاری به شناسایی عوامل مؤثر بر امید به اشتغال جوانان و دانشجویان پرداخته شده است؛ از این میان مهرام و ساکتی (1385) در پاسخ به این سؤال ضمن پژوهش در میان 277 دانشجو به این نتیجه دست یافته‌اند که محتوا مؤلفه‌ای از برنامه درسی است که باید با تحلیل مشاغل پیش‌بینی‌شده برای یک تخصص همخوانی داشته باشد به طوری که دانشجو احساس کند با مطالعه این دروس، می‌تواند نقشی بایسته در آن مشاغل ایفا نماید. لیکن، تأثیر محتوا تا حد زیادی به انتظارات، انگیزش، نیروهای درونی و فکری و شناخت افراد وابسته است (مهرام و ساکتی، 1385: 6). قریشی (1387) نیز بیان نموده است که رابطه معناداری میان متغیرهای عزت‌نفس، روابط اجتماعی، مسئولیت‌پذیری، توانایی‌های افراد، میزان مشارکت دانشجویان در فعالیت‌های اجتماعی و منزلت دانشجویان در جامعه با امید به اشتغال وجود دارد (قریشی‌راد، 1387: 47).
با جمع‌بندی پژوهش‌ها و نظریه‌های مطرح‌شده در این زمینه می‌توان بیان نمود که شناخت، نیروهای درونی، انگیزش و ارتباطات از جمله مفاهیمی است که در امید به اشتغال نقش دارد و این مفاهیم در دل واژه‌های خودرهبری (هاوتون[1] و همکاران، 2004: 429)، خودتعیین‌کنندگی[2] (دسی[3]، 1971: 106) و خودکارآمدی[4] (بندیورا[5]، 2006: 9) جای گرفته است. رهبری، فرایند نفوذ و اثرگذاری بین رهبر و پیرو است (هولاندر[6]، 1978: 39) و با توجه به این تعریف، خودرهبری[7] را می‌توان فرایند نفوذ بر خود برای به حرکت درآوردن خویشتن به منظور دستیابی به نتیجه موردنظر تعریف کرد (منز[8]، 1992: 58) که در نهایت فرایند نفوذ خودخواسته‌ای تعریف می‌شود که هدف عمده آن برخورد اثربخش با محیط پیچیده و هدایت آن برای ادامه زندگی است (عباسی رستمی، 1393: 127).
اگرچه خودرهبری، فرایند نفوذ بر خود و هدایت خویش برای ادامه زندگی است، ادامه زندگی و کنار آمدن با آن به شایستگی، کفایت و قابلیت نیز نیازمند است که این امر در خودکارآمدی تجلی می‌یابد. خودکارآمدی باور فرد در خصوص قابلیت‌های واحد و مشترک خود در راستای سازمان‌دهی و اجرای فعالیت‌های لازم برای خلق سطوح معین پیشرفت است (عزیزی و روستا، 1389: 98). خودکارآمدی درجه‌ای از احساس تسلط فرد بـر تـوانایی‌اش در انـجام فعـالیت‌های خاص است (مسعودی و همکاران، 1387: 97ـ98) و ادراکی است که فرد تصور میکند می‌تواند به طور موفقیت‌آمیزی رفتارهای لازم را برای ایجاد یک پیامد مطلوب و خوشایند انجام دهد؛ بنابراین، به باورها و قضاوت‌های فرد در انجام وظایف و مسئولیت‌ها وابسته است؛ اما انجام وظایف و مسئولیت‌ها علاوه بر باورها و قضاوت‌های فرد در خصوص توانایی انجام آن‌ها تا حد زیادی به نیروهای درونی و انگیزه وی نیز وابسته است.
تمرکز بر انگیزه درونی، بیرونی و پرداختن به سه نیاز بنیادین (استقلال، شایستگی و ارتباط) در انسان در مفهوم خودتعیین‌کنندگی تجلی یافته است و همواره این مفهوم با دو نوع از انگیزه، بر اساس دلایل یا اهدافی که بـه عمـل منجر می‌شود، متفاوت خواهد بود؛ یعنی انگیزه درونی که اشاره بـه انجـام فعالیـت بـه خـاطر خـود فعالیت دارد؛ زیرا شخص از فرایند کار لذت می‌برد و انگیزه بیرونی کـه اشـاره بـه انجـام فعالیت به خاطر پیامدهای مجزا از خود فعالیت دارد؛ مانند دستیابی به پاداش و یا اجتناب از مجازات (راین[9] و دسی، 2000: 56). در حقیقت با استفاده از نظریه خودتعیین‌کنندگی می‌توان شرایط لازم برای انگیزش درونی و درونی‌سازی انگیزه‌ها را توضیح داد. سه نیـاز اساسـی فیزیولـوژیکی در نظریه خودتعیین‌کنندگی عبارت است از: اسـتقلال، شایسـتگی و ارتباط که تأمین این سه نیاز موجب رشد فردی می‌شود (سلانسیک و ففر،[10] 1977: 431) و امید را در افراد افزایش می‌دهد (رگو[11] و همکاران، 2014: 208).
امید به یافتن شغل در آینده یکی از انگیزه‌های دانشجویان از ادامه تحصیل در مقاطع مختلف تحصیلی است که با گسترش تعداد دانشگاه‌ها و تمرکز بر ادامه تحصیل افراد در سال‌های اخیر به موضوعی مهم برای پژوهش تبدیل شده و به علت افزایش نرخ بیکاری به خصوص در استان گیلان، بررسی عوامل اثرگذار بر آن ضرورتی انکارناپذیر است؛ اما کمتر در پژوهشهای داخلی به آن توجه شده است؛ لذا در این پژوهش، به علت ضرورت توجه به موضوع اشتغال و امید به آن در میان جوانان و پاسخ به این سؤال مهم که چه عواملی در امید به اشتغال جوانان نقش دارد، نیروهای درونی و بیرونی اثرگذار بر امید به اشتغال بررسی شده است و تأثیر محتوای دروس و خودرهبری بر امید به اشتغال با میانجیگری خودکارآمدی و خودتعیین‌کنندگی در میان دانشجویان ترم سوم و چهارم دانشگاه گیلان مطالعه گردیده است.
خودرهبری
پایه و اساس نظریه خودرهبری بر نظریه یادگیری اجتماعی (بندیورا، 1977) و نظریه شناخت اجتماعی (بندیورا، 1986) ایجاد شده است که در این نظریه‌ها توضیح می‌دهند که چگونه افراد می‌توانند شناخت، انگیزه و رفتار خود را تحت تأثیر قرار دهند. در نظریه شناخت اجتماعی این مسئله مطرح می‌شود که افراد و محیط در تعامل مستمر با هم قرار دارند و پیامدهای رفتاری منبع اطلاعات و انگیزه است و خودرهبری توضیح‌دهنده آن است که چگونه افراد در نقش رهبر خویش فکر و مطابق با راهبردهای شناختی، انگیزشی و رفتاری ناشی از آن اقدام می‌کنند (نوریس[12]، 2008: 47). خودرهبری مجموعه‌ای نظام‌مند از راهبردهایی است که افراد از طریق آن عملکرد و اثربخشی خود را بهبود می‌بخشند (هاوتون و یوهو[13]، 2005: 70).
خودرهبری فرایندی است که طی آن افراد، خود را در راستای نیل به خودهدایتی و خودانگیختگی لازم برای عمل متمرکز می‌کنند (هاوتون و همکاران، 2004: 430). فرض اساسی خودرهبری این است که مسئولیت، صلاحیت و توانایی ابتکار عمل در انسان‌ها وجود دارد و افراد نیازی به قیود بیرونی از جمله رئیسشان و قوانین و مقررات ندارند. اگر از انسان‌ها پشتیبانی مناسب به عمل آید، می‌توانند بر خود نظارت و رفتارهایشان را کنترل کنند. به طور خلاصه، خودرهبری فرایند نفوذ خودخواسته‌ای است که هدف عمده آن حمایت افراد به منظور برخورد اثربخش با محیط پیچیده و هدایت آنان برای ادامه زندگی است. خودرهبری بر رشد و بلوغ شخصی دلالت دارد. در حقیقت برای رهبری اثربخش بر دیگران، ما ابتدا باید خودمان را به شیوه اثربخشی هدایت کنیم (نک و منز،[14] 2013: 101).
چهارچوب نظری خودرهبری از سوی منز (1986) ارائه شده است که به طور عمده بر مفهوم وسیع‌تری از تئوری کنترل استوار است. از این منظر، یک نهاد (برای مثال فرد یا گروه) موقعیت و وضعیت فعلی خود را با استانداردهای تعیین‌شده مقایسه میکند. سپس، از طریق فاصله بین وضع موجود و حالت موردنیاز مشخص می‌شود که چه رفتاری برای کاهش اختلاف با حالت استاندارد نیاز است. پس از آن تأثیر رفتار جدید ارزیابی و به صورت بازخورد در جهت بهبود وضعیت ادغام شده از نو آغاز می‌شود. در اصل خودرهبری، زمانی رخ می‌دهد که گروه‌ها و افراد به درک موقعیت می‌رسند، رفتاری را انتخاب می‌کنند و به کار می‌بندند تا اعمالشان با حالت استاندارد تطبیق یابد، فعالیت‌های آنان پایش شود، آن‌ها به رفتارهای موردپذیرش تشویق شوند و پس از آن چگونگی تأثیر رفتار بر وضعیت آنان ارزیابی گردد (استیورت[15] و همکاران، 2011: 187).
خودکارآمدی
مفهوم خودکارآمدی در مرکز نظریه شناخت اجتماعی آلبرت بندیورا قرار دارد که به باورها یا قضاوت‌های فرد به توانایی‌های خود در انجام وظایف و مسئولیت‌ها اشاره دارد (سروقد و همکاران، 1389: 137). در نظام بندیورا منظور از نظام خودکارآمدی احساس شایستگی، کفایت و قابلیت در کنار آمدن با زندگی است که برآورده کردن و حفظ معیارهای عملکرد باعث افزایش آن می‌شود و ناکامی در برآوردن و حفظ این معیارها سبب کاهش آن می‌گردد (فشارکی و دیگران، 1389: 263). افراد با خودکارآمدی کم، تفکرات بدبینانه‌ای درباره توانایی‌های خود دارند؛ بنابراین، این افراد در هر موقعیتی که بر اساس نظر آن‌ها از توانایی‌هایشان فراتر باشد، دوری می‌کنند. در مقابل افراد با خودکارآمدی بالا، تکالیف سخت را در قالب چالش‌هایی که ممکن است بر آن‌ها مسلط شود، در نظر می‌گیرند. آن‌ها تکالیف چالش‌انگیز را انتخاب می‌کنند و در صورت وجود مشکلات، تلاششان حفظ می‌شود (کریدماس و کلانتزی،[16] 2004: 1034).
خودکارآمدی به معنای باور فرد در مورد توانایی مقابلـه او در موقعیـت‌هـای خـاص اسـت به طوری که بر الگوهای فکری، رفتاری و هیجانی فرد در سطوح مختلف تجربه انسانی تأثیرگذار باشد و درباره اینکه آیا رفتاری شروع خواهد شد یا خیر و اگر شروع شـد فـرد چـه مقـدار تلاش برای انجام آن خواهد داشت و در رویارویی با مشکل چـه مقـدار اسـتقامت از خـود نشـان خواهد داد، تعیین‌کننده خواهد بود (بندیورا، 2006: 8). پن‌تریچ و شانک بر این باورند که خودکارآمدی یک متغیر حیاتی و اساسی در یادگیری، عملکردهای اجتماعی ـ شناختی، مهارت‌های حرکتی، انتخاب راهبردها و رفتارهاست. آن‌ها معتقدند که مهارت‌های آموخته‌شده زمانی به صورت عملکرد درمی‌آید که فرد برانگیخته شود یا از انگیزه کافی برای عمل کردن و نشان دادن آن یادگیری‌ها برخوردار باشد (حسین‌چاری، 1386: 89).
افراد دارای خودکارآمدی بالا از احساس شایستگی، انگیزش درونی، قدرت انتخاب، تعهد به اهداف و پشتکار در برابر تکالیف چالش‌انگیز در سطح بالاتری نسبت به افراد دارای خودکارآمدی پایین برخوردارند (کمالی زارچ و همکاران، 1385: 186). خودکارآمدی سبب افزایش میزان استقامت، تعهد و تلاش برای دستیابی به هدف می‌شود و اینکه ما معیارهای رفتارمان را تا چه اندازه‌ای درست برآورد کرده باشیم، احساس خودکارآمدی ما را تعیین میکند. خودکارآمدی پایین، سبب نابودی انگیزه می‌گردد، آرزوها را کم میکند، با توانایی‌های شناختی تداخل می‌یابد و تأثیر نامطلوبی بر سلامت جسمانی می‌گذارد (خوشنویسان و افروز، 1390: 74). هنگامی‌که افراد بر این باور باشند که قابلیت‌ها و توانایی‌های لازم برای انجام کار یا فعالیتی را دارند، برای انجام آن تکلیف وقت بیشتری صرف می‌کنند و در نهایت به نتایج بهتری دست پیدا خواهند کرد (زینلی‌پور و همکاران، 1388: 15).
نریمانی و همکاران بیان نموده‌اند که شرر و مادوکس خودکارآمدی را در قالب سه بعد مطرح نموده‌اند ولی عوامل و گویه‌های آن را مشخص نکرده‌اند که این ابعاد عبارت است از: 1) میل به آغازگری رفتار؛ 2) میل به گسترش تلاش برای کامل کردن تکلیف و 3) مقاومت در رویارویی با موانع (نریمانی و همکاران، 1388: 112). همچنین، باورهای خودکارآمدی افراد به‌وسیله چهار منبع اصلی مؤثر ایجاد و تقویت می‌شود که این منابع عبارت است از: 1) تجارب مستقیم (شخصی): موفقیت‌های افراد، باوری نیرومند در کارآمدی شخصی افراد ایجاد میکند، درحالی‌که شکست‌ها، آنان را ویران می‌سازد؛ به‌ویژه اگر این شکست‌ها قبل از پابرجایی قوی خودکارآمدی رخ دهد؛ 2) تجارب جانشینی: این تجارب به وسیله الگوهای اجتماعی به دست می‌آید؛ 3) اقناع کلامی: افرادی که به‌صورت شفاهی تشویق می‌شوند، زمانی که توانایی تسلط بر فعالیت‌ها را دارند، تلاش و تحمل آنان بیشتر می‌شود و 4) داوری توانایی خود: خُلق مثبت باعث افزایش خودکارآمدی می‌شود و خُلق محزون، به‌طور معکوس عمل میکند؛ یعنی سبب کاهش خودکارآمدی می‌شود (جریسیلم و هسلینگ،[17] 2009: 331).
خودتعیین‌کنندگی
نظریه خودتعیین‌کنندگی برای اولین بار از سوی ادوارد دسی مطـرح شـد (دسی، 1971: 107). وی دریافـت که پاداش‌های بیرونی سبب ایجاد محدودیت در تأمین نیاز استقلال فرد می‌شود و از ایـن طریـق موجب عملکرد ضعیف خواهد شد. از طریق این نظریه با شناسایی عوامل انگیزشی فرد و سپس پیشگویی شرایط و محیطی که ممکن است در تقویت این عوامل انگیزشی دخالت داشته باشد، می‌توان با ارائه استراتژی‌های انگیزشی مطلوب در بسترسازی فعالیت جسمانی مؤثر بود (فرمانبر، نیکنامی و حیدرنیا، 1391: 47). در حقیقت، می‌توان بیان نمود که هدف عمده کاربرد این نظریه تأثیر بر انگیزه درونی، بیرونی و پرداختن به سه نیاز بنیادین (استقلال، شایستگی و ارتباط) در انسان است که بین دو نوع از انگیزه، بر اساس دلایل یا اهدافی که بـه عمـل منجر می‌شود، تفاوت وجود دارد:
الف) انگیزه درونی: که بر انجام فعالیت، به‌خاطر خود فعالیت دلالت دارد؛ بدان علت که شخص از فرایند کار لذت می‌برد.
ب) انگیزه بیرونی: که بر انجام فعالیت به‌خاطر پیامدهای مجزا از خود فعالیت دلالت دارد؛ مانند دستیابی به پاداش یا اجتناب از مجازات (راین و دسی، 2000: 56).
این نظریه با سایر نظریه‌های رایـج محتـوایی انگیـزش متفاوت است. در نظریه‌های محتوایی قبلی معتقد بودند که انسان‌ها در پـی تـأمین نیازهـای خاصـی هستند، درحالی‌که بر اساس نظریه خودتعیین‌کنندگی انسان‌ها سه نیاز اساسی دارند کـه بـرآورده شـدن آن‌ها موجب زمینه‌سازی برای تأمین سایر نیازها خواهد شد. در نظریه خودتعیین‌کنندگی، تأمین و بـرآورده ساختن سه نیاز اساسی شرایط لازم را برای انگیزش درونی فراهم می‌آورد. این سه نیـاز اساسـی عبارت است از: اسـتقلال، شایسـتگی و ارتباط، و تأمین این سه نیاز موجب رشد فردی می‌شود اگرچـه در مـورد مفیـد بـودن مفهـوم این نیازها بحث‌های زیادی وجـود دارد، ایـن مفهـوم ده‌هـا سـال در کـانون مطالعات رفتاری قرار داشته است (سلانسیک و ففر، 1977: 431).
نیازهـا در نظریه خودتعیین‌کنندگی ضرورت‌های جهانی، عمومی و منبع تغذیه تلقی می‌شود که برای پرورش بهینه و کمال انسانی حیاتی است. در دیدگاه خودتعیین‌کنندگی هر سه نیاز اسـتقلال، شایسـتگی و ارتبـاط برای همه انسان‌ها مهم است که هریک از آن‌ها بدین شرح تبیین می‌گردد.
نیاز شایستگی: نیاز شایستگی نشان‌دهنده میزان رغبت و تمایل فرد بـه تعامـل مـؤثر بـا محـیط پیرامـونش و تجربه فرصت‌ها برای اجرا و بیان ظرفیت‌های خود است (راین و لیگواردیا[18]، 2000: 151). نیاز شایستگی، بـه موفقیـت در به چالش‌کشیدن وظایف به‌صورت بهینه و توان دستیابی به پیامدهای مطلوب اشاره دارد. اگر فرد نیاز به شایستگی بالایی داشته باشد، تلاش خواهد کرد تا عملکرد خود را بهتر کند و از این طریق برتری و شایستگی خود را نشان دهد (اسکینر، 1995: 102).
نیاز به ارتباط: نیاز به ارتباط نشان‌دهنده احساس پیوند و ارتباط با سایر افراد مهم داشتن و مراقـب و نگـران آن افـراد بودن و احساس تعلق به یـک محـیط اجتمـاعی خـاص اسـت. راین و لاگواردیـا نیـاز به ارتباط را به این صورت تعریف می‌کنند: تمایل به اجبار دیگران جهت واکنش نشان دادن بـا حساسیت و مراقب و نگران تجربه یک نفر بودن به‌نحوی‌که فرد مقابل دریابد که وی مهم است و او را دوست دارد (راین و لیگواردیا، 2000: 150). نیاز به ارتباط به ایجاد احساس احتـرام و وابسـتگی متقابـل بـا دیگران اشاره دارد. اگر نیاز به ارتباط در فرد قوی باشد، به این معنـی اسـت کـه برداشـت دیگران از وی برای فرد مهم است. در این صورت وی جهت حفظ این تصویر مثبت تلاش خواهد نمود تا عملکرد خود را بهبود دهد (باومایستر و لیری،[19] 1995: 500).
نیاز استقلال: نیاز به استقلال نشان‌دهنده تمایل افراد به ایـن موضـوع اسـت کـه خـود آن‌ها منبـع و منشـأ رفتارشان باشند (دسی و راین، 1985: 112). زمانی که فرد احساس کنـد رفتـار وی یـک رفتـار خودانگیخته اسـت، احساس استقلال میکند. نیاز استقلال به احساس اختیار و درک نقش آغاز فعالیت‌های یک فرد از سوی خود وی اشاره دارد (دسی، 1975: 67). افزایش نیاز استقلال موجب می‌شود، فرد در برنامه‌ریزی فعالیت‌های خود آزادی عمل داشته باشد و متناسب با خواسته‌ها، علایق و توانمندی‌های خود فعالیت و از این طریق عملکرد خود را تقویت کند (راین و لیگواردیا، 2000: 150).
روابط میان متغیرها و مدل پژوهش
به زعم کانل[20] خودکارآمدی بر درگیری و پیشرفت تحصیلی دانش‌آموزان و دانشجویان مؤثر است و متغیرهایی نظیر خانواده، گروه همسالان و مدرسه (محتوای دروس، آموزش‌های درسی ـ تربیتی و غیره) تأثیر شدیدی بر خودکارآمدی فرد می‌گذارد و به همین دلیل وجود خودکارآمدی در افراد نیز در پیشرفت تحصیلی آنان اثرگذار است. در مهرام و ساکتی (1385) نیز بیان شده است که تأثیر محتوا تا حد زیادی به انتظارات، انگیزش، نیروهای درونی و فکری و شناخت افراد وابسته است. بلک[21] و دسی نیز در سال 2000 در مقاله‌ای با عنوان تأثیر حمایت استقلال مدرسان و انگیزه استقلال دانشجویان در یادگیری شیمی آلی؛ دیدگاه نظریه خودتعیین‌کنندگی با توجه به مفهوم نظریه خودتعیین‌کنندگی، دو عامل حمایت مدرسان از استقلال و انگیزه دانشجویان برای استقلال را دو امر مهم و اثرگذار بر یادگیری می‌دانند و خاطر نشان می‌کنند که محتوای دروس بر افزایش یا کاهش استقلال اثرگذار خواهد بود و نیز به علت وجود تمایل به استقلال (عاملی در خودتعیین‌کنندگی)، دروس با دقت بیشتری خوانده می‌شود. گنی و دسی (2005) در مقاله‌ای با عنوان نظریه خودتعیین‌کنندگی و انگیزه کاری به بررسی ارتباط میان خود تعیین‌کنندگی و انگیزش کاری پرداخته‌اند. آن‌ها خاطر نشان ساخته‌اند که پژوهشهای انجام شده در خصوص خودتعیین‌کنندگی بر تأثیر مثبت خودتعیین‌کنندگی بر انگیزش کاری دلالت دارد و در این میان، دو نیاز استقلال و ارتباطات در فرد نقش مهمی را ایفا میکند و به وسیله آموزش تقویت می‌گردد؛ بنابراین:
فرضیه اول: محتوای دروس بر خودکارآمدی به‌طور مستقیم تأثیر دارد.
فرضیه دوم: محتوای دروس بر خودتعیین‌کنندگی به‌طور مستقیم تأثیر دارد.
منز بیان میکند که خودرهبری زمانی رخ می‌دهد که گروه‌ها و افراد به درک موقعیت می‌رسند، رفتاری را انتخاب می‌کنند و به کار می‌بندند تا اعمالشان را با حالت استاندارد تطبیق نمایند در نتیجه فعالیت آنان پایش می‌گردد و آن‌ها به رفتارهای موردپذیرش، تشویق می‌شوند و پس از آن، چگونگی تأثیر رفتار بر وضعیت خود را ارزیابی می‌کنند. حوزه خودرهبری تا حدی گسترش می‌یابد که افراد و گروه‌ها نه تنها مقررات و استانداردهای بیرونی را بپذیرند، بلکه استانداردهای داخلی را نیز ایجاد کنند (استیورت و همکاران، 2011: 187). نک و هاوتون نیز در مقاله‌ای با عنوان دو دهه از تئوری و پژوهش خودرهبری، به مرور ادبیات و پژوهشهای انجام شده در خصوص خودرهبری پرداخته و بیان نموده‌اند که خودرهبری، حاصل تئوری‌های شناخت اجتماعی، انگیزش درونی، خودکنترلی و خودتنظیمی است که حاصل آن، خلاقیت، نوآوری، تعهد، رضایت شغلی، خودکارآمدی و غیره است (نک و هاوتون، 2006: 285). همچنین هو و نسبت[22] (2014) در مقاله خود با عنوان خودرهبری در زمینه‌چینی، کار، نتایج و تعدیل نقش‌های استقلال شغلی، بیان نموده‌اند که خودرهبری کم در کارکنان، عاملی است که به عملکرد شغلی پایین منجر می‌شود و افراد فاقد خودرهبری، فاقد انگیزه طبیعی لازم برای کار و تنظیم عواطف خود هستند. آن‌ها اظهار داشته‌اند که خودرهبری اندک در افراد، احساس شایستگی و استقلال آن‌ها را کاهش می‌دهد و در نهایت به محدود شدن ارتباط کارکنان منجر می‌شود. از آنجا که استقلال، شایستگی و ارتباط سه نیاز تشکیل دهنده خودتعیین‌کنندگی است، بنابراین این فرض مطرح می‌شود که:
فرضیه سوم: خودرهبری بر خودکارآمدی به‌طور مستقیم تأثیر دارد.
فرضیه چهارم: خودرهبری بر خودتعیین‌کنندگی به‌طور مستقیم تأثیر دارد.
مطالعات و پژوهشهای انجام شده در زمینه نیروهای درونی اثرگذار بر امید دانشجویان به آینده (شغل، ازدواج و غیره) و پیشرفت تحصیلی آن‌ها حاکی از اثرگذاری مفاهیم خودکارآمدی و خود تعیین‌کنندگی است. برای مثال، سکس[23] و همکاران (2015) با مطالعه و پژوهش در خصوص تأثیر خودکارآمدی بر اشتغال و امید به آن به این نتیجه دست یافتند که میان خودکارآمدی و امید به اشتغال، رابطه مثبت و معناداری وجود دارد و خودکارآمدی بر امید به اشتغال اثرگذار است. لو و گو (2015) با بررسی رابطه خودکارآمدی و شغل (رضایت، استرس شغلی و غیره) در افراد شاغل به این نتیجه دست یافته‌اند که خودکارآمدی (بالا) موجب تقویت امید در افراد می‌شود و ضمن کاهش استرس‌های شغلی آن‌ها، رضایت از شغل را در این افراد افزایش می‌دهد. مورن[24] و همکاران (2014) با بررسی تأثیر خودتعیین‌کنندگی بر امید به داشتن شغل، بیان می‌کنند که خودتعیین‌کنندگی یک عامل درونی مهم و اثرگذار بر فرد است که نقش مهم و مؤثری بر داشتن امید افراد برای یافتن شغل دارد؛ بنابراین:
فرضیه پنجم: خودکارآمدی بر امید به اشتغال به‌طور مستقیم تأثیر دارد.
فرضیه ششم: خودتعیین‌کنندگی بر امید به اشتغال به‌طور مستقیم تأثیر دارد.
اکبری و همکارانش در سال 1392 به این نتیجه دست یافته‌اند که محتوای دروس تخصصی آموزش داده شده به همراه نوع نگرش استادان به مقوله دیجیتالی شدن فضای کسب‌وکار بر پرورش ویژگیهای کارآفرینانه دانشجو تأثیر می‌گذارد. همچنین اثر ویژگیهای کارآفرینانه دانشجویان بر گرایش آنان به کارآفرینی دیجیتال مورد تأیید قرار گرفته است. از سوی دیگر، تأثیر آموزش بر امید به اشتغال و زندگی در مقاله‌ای با عنوان نقش مؤلفه‌های برنامه درسی در امید به آینده دانشجویان (مطالعه موردی: دانشگاه فردوسی مشهد) به وسیله مهرام و ساکتی (1385) بررسی شد و نتایج مطالعه آن‌ها حاکی از آن است که هنگامی‌که دغدغه اصلی جوان، «ازدواج» و «اشتغال» باشد، بدیهی است که انتظار منطقی‌اش، حرکت در نیل به آن‌ها خواهد بود. این در حالی است که تحصیل چهارساله دانشگاهی فرد را از این اهداف دور میکند و دائماً ذهن او را مشغول و مغشوش نگه می‌دارد. ضمن آنکه برخی مدرسان و دانشجویان سال بالاتر نیز این اغتشاش و حس نومیدی را توسعه می‌بخشند. نگاه خود دانشجو به دانشگاه نیز که در بسیاری از مواقع به‌گونه‌ای غیرواقعی و خیال‌گونه شکل می‌گیرد، نگاهی است که ممکن است سبب نومیدی به آینده شود و یا آن را افزایش دهد؛ بنابراین امید به اشتغال در میان دانشجویان تا حد زیادی به خود دانشجو (افکار، باورها و انگیزه‌های وی)، دانشگاه (محتوای دروس، برنامه‌ریزی درسی و جو دانشگاهی) و استادان وابسته است. همچنین، بر طبق استدلال عطافر و همکاران (1390) کانون تمرکز درونی یکی از ویژگیهای شخصیتی است که اثر تعیین‌کنندگی در رویکرد خودرهبری دارد و به گونه‌ای متمایز سبب به وجود آمدن الگوهای رفتاری متفاوت می‌شود. افراد با کانون تمرکز درونی در قالب سازوکار پشتیبانی‌کننده خودرهبری، انگیزه بیشتری برای کسب موفقیت و تأمین هدف دارند و همواره می‌کوشند تا کارها و وظایفشان را بهتر انجام دهند. در واقع خودرهبری در افرادی که باور دارند نتایج از تلاش آنان ناشی می‌شود، قوی‌تر است و در زمینه امید به شغل و پیشرفت تحصیلی پژوهش‌ها حاکی از تأثیر مستقیم خودرهبری است؛ بنابراین:
فرضیه هفتم:محتوای درسی بر امید به اشتغال به‌طور مستقیم تأثیر دارد.
فرضیه هشتم:خودرهبری بر امید به اشتغال به‌طور مستقیم تأثیر دارد.
با توجه به پژوهشهای قبلی که حاکی از تأثیر محتوای درسی بر خودکارآمدی، خودکارآمدی بر امید به اشتغال، محتوای درسی بر خودتعیین‌کنندگی، خودتعیین‌کنندگی بر امید به اشتغال، محتوای دروس بر خودکارآمدی، خودکارآمدی بر امید بر اشتغال، خودرهبری بر خودتعیین‌کنندگی و خودتعیین‌کنندگی بر امید به اشتغال است، بنابراین:
فرضیه نهم: خودکارآمدی در رابطه بین خودرهبری و امید به اشتغال نقش میانجی دارد.
فرضیه دهم: خودکارآمدی در رابطه بین محتوای درسی و امید به اشتغال نقش میانجی دارد.
فرضیه یازدهم: خودتعیین‌کنندگی در رابطه بین محتوای درسی و امید به اشتغال نقش میانجی دارد.
فرضیه دوازدهم: خود تعیین‌کنندگی در رابطه بین خودرهبری و امید به اشتغال نقش میانجی دارد.
همه این موارد و سایر پژوهشهای انجام‌شده در این زمینه سبب گشت تا در پژوهش حاضر الگویی مشتمل بر فرضیه‌های مشخص‌شده در شکل 1 در قالب هدف و مسیر خود انتخاب نماییم. همچنین ذکر این نکته ضروری است که مرور ادبیات گذشته نشان‌دهنده تأثیر محتوای دروس بر خودرهبری نیز خواهد بود (مانند آمیبل[25] (۱۹۸۵)، هنسی (۱۹۹۷) و کرافت[26] (۲۰۰۱) که به بیان عوامل متغیرهای شخصیتی چون انگیزه درونی و خصوصیات خودرهبری و غیره در کنار سایر عوامل مؤثر بر خلاقیت پرداخته‌اند و اظهار داشته‌اند که محتوای دروس با اثرگذاری بر متغیرهای شخصیتی (مانند خودرهبری) موجب پرورش خلاقیت افراد می‌شود؛ بنابراین، محتوای دروس بر انگیزه درونی و خودرهبری تأثیر دارد). اما این پژوهش به بررسی این رابطه نپرداخته است.
شکل 1 مدل مفهومی پژوهش
روش پژوهش
این پژوهش به لحاظ هدف پژوهش توصیفی، به لحاظ استراتژی‌های پژوهش، پیمایشی و به لحاظ شیوه‌های گردآوری دادهها پرسش‌نامه‌ای است. پژوهش توصیفی شامل مجموعه روش‌هایی است که هدف آن‌ها توصیف کردن شرایط یا پدیده‌های مورد بررسی است (سرمد و همکاران، 1391). در این روش، محقق شرایط فعلی را بررسی میکند تا مسائل جاری در پرتو آن روشن شود و عمدتاً از شیوه جمع‌آوری اطلاعات و دادهها به صورت پرسش‌نامه و مصاحبه استفاده می‌شود (دوستار و اکبری، 1392). در این پژوهش به منظور جمع‌آوری دادهها، تعدادی از دانشجویان سال‌های سوم و چهارم دوره کارشناسی رشته مدیریت بازرگانی سراسر کشور بررسی شده‌اند. ابزار مورد استفاده پرسش‌نامه است که 13 سؤال در ارتباط با محتوای درسی، 13 سؤال در ارتباط با خودرهبری، 8 سؤال در ارتباط با خودکارآمدی، 8 سؤال در ارتباط با خودتعیین‌کنندگی و 8 سؤال در ارتباط با امید به اشتغال است. این پرسش‌نامه بر اساس مدل 7 گزینه‌ای لیکرت (1= به‌شدت مخالفم، 7= به‌شدت موافقم) طراحی شده است. دانشجویان سال سوم و چهارم دوره کارشناسی از این جهت که بیشتر واحدهای درسی خود را سپری کرده‌اند و نسبت به دانشجویان سال اول و دوم با واحدهای درسی خود آشنایی بیشتری دارند و به صورت جدی‌تری به دنبال جست‌وجوی فرصت‌های شغلی و کسب و کار هستند، جامعه مورد بررسی در نظر گرفته‌شده‌اند. تعداد دانشجویان سال سوم و چهارم دوره کارشناسی مدیریت بازرگانی که در سال تحصیلی 94ـ95 در دانشگاه‌های سراسری در حال تحصیل هستند، 30000 نفر است که با توجه به فرمول کوکران تعداد 384 نفر در قالب نمونه آماری انتخاب و بررسی شدند. با توجه به تعیین سطحی از خطا و به منظور دریافت پرسش‌نامه‌های سالم و کامل (در اثر مفقود شدن پرسش‌نامه، عدم پاسخ‌گویی به پرسش‌نامه، پرسش‌نامه‌های ناقص و مخدوش)، پرسش‌نامه به صورت حضوری و همچنین ارسال از طریق پست الکترونیکی به آدرس اینترنتی دانشجویان در بین 450 نفر از اعضای نمونه به روش نمونه‌گیری غیراحتمالی در دسترس توزیع گردید که درنهایت 402 پرسش‌نامه مناسب و بدون نقص جمع‌آوری و تجزیه‌وتحلیل شد.
تحلیل یافته‌ها
در قسمت تحلیل دادهها از فن مدل‌سازی معادلات ساختاری[27] (SEM) با رویکرد روش حداقل مربعات جزئی[28] و با استفاده از نرم‌افزار Smart PLS 2 برای بررسی الگوی مفهومی پژوهش بهره گرفته شده است. جهت سنجش روابط علّی، رویکرد حداقل مربعات
جزئی (PLS) روشی بسیار مناسب است (هنسلر و همکاران، 2009). در ادامه به بررسی یافته‌های حاصل از تحلیل دادهها پرداخته می‌شود. در ضمن این توضیح لازم
است که در این پژوهش مدل محتوای درسی را با TC، خودرهبری را با
SL، خودکارآمدی را با SE، خودتعیین‌کنندگی را با SD و امید به اشتغال را با HW نمایش
می‌دهیم.
توزیع فراوانی پاسخ‌دهندگان براساس جنسیت؛ توزیع فراوانی پاسخ‌دهندگان براساس جنسیت در جدول 1 آورده شده است. در بخش‌های بعدی به اجرای مدل معادله ساختاری پژوهش پرداخته شده است.
جدول 1 توزیع فراوانی پاسخ‌دهندگان بر حسب جنسیت
|
ابعاد |
فراوانی |
درصد |
|
زن |
257 |
9/63 |
|
مرد |
145 |
1/36 |
قبل از ورود به مرحله تجزیه و تحلیل اطلاعات، به بررسی مقایسه میانگین از حیث متغیر امید به اشتغال (متغیر وابسته) در میان دانشجویان پسر و دختر می‌پردازیم. بدین منظور با انجام آزمون مقایسه میانگین‌ها به دنبال بررسی این موضوع هستیم که آیا بین دانشجویان دختر و پسر از نظر امید به کار تفاوت معناداری وجود دارد یا خیر؟
برای این منظور و با توجه به غیرنرمال بودن توزیع دادهها (که با استفاده از آزمون کولموگروف اسمیرنوف مشخص شده است) از آزمون یومن ـ ویتنی استفاده شده است؛ بنابراین، آزمون فرض آماری به این صورت بیان می‌شود:
H0: تفاوت معناداری بین میانگین امید به اشتغال در میان پسران و دختران دانشجو وجود ندارد.
H1: تفاوت معناداری بین میانگین امید به اشتغال در میان پسران و دختران دانشجو وجود دارد.
با توجه به مقدار معناداری (sig) به دست آمده که 289/0 است (و از مقدار 05/0 معناداری بیشتر است)، لذا دلیلی برای رد فرض صفر وجود ندارد؛ یعنی تفاوت معناداری بین امید به اشتغال در بین پسران و دختران دانشجو وجود ندارد.
جدول 2 آزمون یومن ـ ویتنی
|
آزمون |
مقدار |
|
یومن ویتنی |
000/155 |
|
ویلکاکسون |
000/365 |
|
Z |
218/1- |
|
معنی‌داری تقریبی دو دامنه |
317/0 |
|
معنی‌داری دقیق دو دامنه |
289/0 |
ارزیابی مدل اندازه‌گیری.جهت سنجش برازش مدل اندازه‌گیری از پایایی
شاخص، روایی همگرا و روایی واگرا استفاده گردید. پایایی شاخص برای سنجش
پایایی درونی، شامل سه معیار آلفای کرونباخ، پایایی مرکب[29] و ضرایب بارهای عاملی[30] است.
آلفای کرونباخ، پایایی ترکیبی و روایی همگرا.آلفای کرونباخ شاخصی کلاسیک برای تحلیل پایایی و نشان‌دهنده یک سنت قوی در معادلات ساختاری است که برآوردی را برای پایایی بر اساس هم‌بستگی درونی معرف‌ها ارائه می‌دهد و مقدار مناسب برای آن بزرگ‌تر از 7/0 است (کرونباخ[31]، 1951). به منظور محاسبه پایایی معیار دیگری نیز وجود دارد که نسبت به روش سنتی محاسبه آن به وسیله آلفا کرونباخ برتری‌هایی را به همراه دارد و به آن پایایی ترکیبی (CR) گفته می‌شود. برتری پایایی ترکیبی نسبت به آلفا در این است که پایایی سازه‌ها نه به صورت مطلق، بلکه با توجه به هم‌بستگی سازه‌هایشان با یکدیگر محاسبه می‌گردد. همچنین، برای محاسبه آن، شاخص‌های با بار عاملی بیشتر، اهمیت زیادتری دارد. در نتیجه، برای سنجش بهتر پایایی، هر دوی این معیارها استفاده می‌شود. برای پایایی مرکب میزان بالای 7/0 مناسب ذکر شده است (نانالی، 1978). روایی همگرا معیار دیگری است که برای برازش مدل‌های اندازه‌گیری در روش مدل‌سازی معادلات ساختاری به کار برده می‌شود. فورنل و لارکر (1981) استفاده از متوسط واریانس استخراج‌شده (AVE) را به صورت معیاری برای اعتبار همگرا پیشنهاد کرده‌اند. معیاری که برای مطلوب بودن AVE نمایش داده می‌شود بالاتر از 5/0 است.
جدول 3 گزارش معیارهای آلفای کرونباخ، پایایی ترکیبی و روایی همگرا
|
متغیر پنهان سطح اول |
عنوان در مدل |
ضریب آلفای کرونباخ (Alpha ≥ 0/7) |
ضریب پایایی ترکیبی (CR ≥ 0/7) |
میانگین واریانس استخراجی (AVE ≥ 0/5) |
|
محتوای درسی |
TC |
92/0 |
95/0 |
64/0 |
|
خودرهبری |
SL |
84/0 |
87/0 |
53/0 |
|
خودکارآمدی |
SE |
89/0 |
91/0 |
56/0 |
|
خودتعیین‌کنندگی |
SD |
88/0 |
91/0 |
58/0 |
|
امید به اشتغال |
HW |
91/0 |
93/0 |
61/0 |
با توجه به مقادیر آلفای کرونباخ، پایایی مرکب گزارش شده در جدول 3 همان‌گونه که مشاهده می‌شود تمامی متغیرهای پنهان، دارای مقدار آلفای کرونباخ و پایایی ترکیبی بالای 7/0 است که نشان دهنده این است که مدل دارای پایایی مناسبی است. همچنین مقدار متوسط واریانس استخراج‌شده (AVE) برای متغیرهای مکنون بالاتر از 5/0 است؛ بنابراین، روایی هم‌گرای مدل‌های اندازه‌گیری نیز مطلوب است.
سنجش بارهای عاملی سنجه‌ها و روایی واگرا.بارهای عاملی از طریق محاسبه مقدار هم‌بستگی شاخص‌های یک سازه با آن سازه، محاسبه و مقدار مناسب آن برابر و یا بیشتر از 4/0 است (هالند[32]، 1999). این شاخص بیانگر این مطلب است که واریانس بین سازه و شاخص‌های آن از واریانس خطای اندازه‌گیری آن سازه بیشتر بوده است. بارهای عاملی حاصل از اجرای مدل که در جدول 4 نشان داده شده است، بیان‌کننده آن است که همه سنجه‌ها (به غیر از سنجه sd5 که در ادامه از مدل حذف خواهد شد) دارای بار عاملی مناسبی است.
جدول 4 بارهای عاملی سنجه‌های مدل
|
سازه |
کد سنجه |
بار عاملی (≥ 0/4) |
سازه |
کد سنجه |
بار عاملی (≥0/4) |
سازه |
کد سنجه |
بار عاملی (≥ 0/4) |
|
TC
|
Tc1 |
73/0 |
SL |
Sl5 |
61/0 |
Se |
Se1 |
70/0 |
|
Tc2 |
79/0 |
Sl6 |
55/0 |
Se2 |
69/0 |
|||
|
Tc3 |
84/0 |
Sl7 |
54/0 |
Se3 |
71/0 |
|||
|
Tc4 |
83/0 |
Sl8 |
60/0 |
Se4 |
68/0 |
|||
|
Tc5 |
84/0 |
Sl9 |
61/0 |
Se5 |
73/0 |
ادامة جدول 4
|
سازه |
کد سنجه |
بار عاملی (≥ 0/4) |
سازه |
کد سنجه |
بار عاملی (≥0/4) |
سازه |
کد سنجه |
بار عاملی (≥ 0/4) |
|
|
Tc6 |
86/0 |
|
Sl10 |
62/0 |
|
Se6 |
82/0 |
|
Tc7 |
75/0 |
Sl11 |
64/0 |
Se7 |
85/0 |
|||
|
Tc8 |
75/0 |
Sl12 |
61/0 |
Se8 |
80/0 |
|||
|
Tc9 |
80/0 |
Sl13 |
56/0 |
HW |
Hw1 |
81/0 |
||
|
Tc10 |
85/0 |
SD |
Sd1 |
78/0 |
Hw2 |
77/0 |
||
|
Tc11 |
87/0 |
Sd2 |
77/0 |
Hw3 |
80/0 |
|||
|
Tc12 |
73/0 |
Sd3 |
87/0 |
Hw4 |
80/0 |
|||
|
Tc13 |
66/0 |
Sd4 |
84/0 |
Hw5 |
83/0 |
|||
|
|
Sl1 |
60/0 |
Sd5 |
17/0 |
Hw6 |
87/0 |
||
|
Sl2 |
54/0 |
Sd6 |
76/0 |
Hw7 |
74/0 |
|||
|
Sl3 |
59/0 |
Sd7 |
81/0 |
Hw8 |
55/0 |
|||
|
Sl4 |
51/0 |
Sd8 |
81/0 |
|
||||
جهت بررسی روایی واگرای مدل اندازه‌گیری، از معیار فورنل و لارکر استفاده گردیده است. براساس این معیار، روایی واگرای قابل‌قبول یک مدل حاکی از آن است که یک سازه در مدل، نسبت به سازه‌های دیگر تعامل بیشتری با شاخص‌هایش دارد. فورنل و لاکر (1981) بیان می‌کنند که روایی واگرا وقتی در سطح قابل قبولی است که میزان AVE برای هر سازه بیشتر از واریانس اشتراکی بین آن سازه و سازه‌های دیگر در مدل باشد. در PLS بررسی این امر به وسیله ماتریسی حاصل می‌شود (جدول 5) که خانه‌های این ماتریس حاوی مقادیر ضرایب هم‌بستگی بین سازه‌ها و جذر مقادیر AVE مربوط به هر سازه است.
جدول 5 هم‌بستگی‌های میان متغیرهای مکنون و مقادیر AVE
|
|
HW |
SD |
SE |
SL |
TC |
|
HW |
78/0 |
|
|
|
|
|
SD |
15/0 |
76/0 |
|
|
|
|
SE |
21/0 |
64/0 |
75/0 |
|
|
|
SL |
57/0 |
49/0 |
47/0 |
73/0 |
|
|
TC |
16/0 |
71/0 |
68/0 |
51/0 |
80/0 |
بر اساس نتایج به‌دست‌آمده از هم‌بستگی‌ها و جذر AVE که بر روی قطر جدول (5) قرار داده شده می‌توان روایی واگرای مدل در سطح سازه را از نظر معیار فورنل ـ لارکر نتیجه گرفت.
ارزیابی مدل ساختاری.پس از سنجش روایی و پایایی مدل اندازه‌گیری، مدل ساختاری از طریق روابط بین متغیرهای مکنون، ارزیابی شد. در مقاله حاضر از سه معیار ضریب معناداری (T-values)، ضریب تعیین (R2) و ضریب قدرت پیش‌بینی (Q2) استفاده شده است.
ضرایب معناداری (T-values).اولین معیار برازش مدل ساختاری، ضرایب معناداری است. ضرایب برای مدل اجرا شده در جدول 6 نشان داده شده است. بررسی این معیار نشان می‌دهد که ضرایب معناداری تمامی فرضیه‌های پژوهش (به جز فرضیه پنجم) از ٢۷/٣ بیشتر است که این امر معنادار بودن تمامی سنجه‌ها و روابط بین سازه‌ها را در سطح اطمینان ٩/٩٩ درصد نشان می‌دهد[33]. همچنین ضریب معناداری فرضیه پنجم از 58/2 بیشتر است که این امر معنادار بودن تمامی سنجه‌ها و روابط بین سازه‌ها را در سطح اطمینان 99 درصد نشان می‌دهد.
ضریب تعیین (R2) و ضریب قدرت پیش‌بینی (Q2).نتایج به‌دست‌آمده از تحلیل مدل ساختاری در جدول 6، معیار R2 (R Squares) را برای متغیر درون‌زای مدل پژوهش نشان می‌دهد. نتایج این معیار نشان می‌دهد که مطابق بررسی چین[34] (١٩٩٨) برازش مدل ساختاری به طورکلی متوسط و در حد خوبی بوده است[35]. ضمن آنکه به منظور بررسی قدرت پیش‌بینی مدل از معیاری با عنوان Q2 (Stone-Geisser criterion) استفاده گردیده است. بدین منظور براساس پژوهشهای هنزلر و همکاران (٢٠٠٩) و با ملاحظه نتایج این معیار در جدول 6 می‌توان نتیجه گرفت که مدل از قدرت پیش‌بینی «متوسط» برخوردار است[36].
جدول 6 مقادیر R2 و Q2
|
HW |
SD |
SE |
|
|
36/0 |
67/0 |
51/0 |
R2 |
|
21/0 |
43/0 |
26/0 |
Q2 |
پس از برازش بخش اندازه‌گیری و ساختاری مدل پژوهش حاضر، به منظور
کنترل برازش کلی مدل، از معیاری با عنوان GoF (Goodness of Fit) استفاده
گردیده است. با توجه به آنکه معیار نام برده برابر 64/0 است، بنا بر پژوهشهای وتزلز، اودکرکن ـ اسچرودر و ون اوپن (2009) برازش کلی مدل در حد «قوی» مورد تأیید قرار می‌گیرد.
آزمون فرضیه‌ها.پس از بررسی برازش مدل‌های اندازه‌گیری و مدل ساختاری و داشتن برازش مناسب مدل‌ها، به بررسی و آزمون فرضیه‌های پژوهش پرداخته شده است؛ لذا، نتایج حاصل از ضرایب معناداری برای هریک از فرضیه‌ها، ضرایب استاندارد شده مسیرهای مربوط به هر یک از فرضیه‌ها و نتایج بررسی فرضیه، در جدول (7) ارائه شده است.
جدول 7 آزمون فرضیات اصلی به همراه حضور متغیر میانجی
|
|
متغیر مستقل |
اثر |
متغیر وابسته |
تخمین |
آماره t |
نتیجه |
|
H1 |
محتوای درسی |
خودکارآمدی |
61/0 |
61/38 |
*** |
|
|
H2 |
محتوای درسی |
خودتعیین‌کنندگی |
76/0 |
68/59 |
*** |
|
|
H3 |
خودرهبری |
خودکارآمدی |
10/0 |
50/6 |
*** |
|
|
H4 |
خودرهبری |
خودتعیین‌کنندگی |
16/0 |
12/9 |
*** |
|
|
H5 |
خودکارآمدی |
امید به اشتغال |
08/0 |
78/2 |
** |
|
|
H6 |
خودتعیین‌کنندگی |
امید به اشتغال |
14/0 |
07/4 |
*** |
|
|
H7 |
محتوای درسی |
امید به اشتغال |
12/0 |
99/3 |
*** |
|
|
H8 |
خودرهبری |
امید به اشتغال |
67/0 |
43/32 |
*** |
|
|
H9 |
خودکارآمدی در رابطه بین محتوای درسی و امید به اشتغال نقش میانجی دارد. |
29/0 |
34/7 |
*** |
||
|
H10 |
خودتعیین‌کنندگی در رابطه بین محتوای درسی و امید به اشتغال نقش میانجی دارد. |
46/0 |
51/5 |
*** |
||
|
H11 |
خودکارآمدی در رابطه بین خودرهبری و امید به اشتغال نقش میانجی دارد. |
02/0 |
73/4 |
*** |
||
|
H12 |
خودتعیین‌کنندگی در رابطه بین خودرهبری و امید به اشتغال نقش میانجی دارد. |
02/0 |
68/6 |
*** |
||
|
(ns = no significant, *p < .05, **p < .01, ***p < .001) |
||||||
همان‌طور که از جدول مشخص است تمامی فرضیه‌های پژوهش در سطح اطمینان 9/99 درصد مورد تأیید قرار گرفته و فقط فرضیه پنجم است که در سطح اطمینان 99 درصد تأیید شده است. همچنین ذکر این نکته لازم است که برای بررسی فرضیه‌های 9، 10، 11 و 12 که محاسبه میانجیگری است از آزمون سوبل استفاده شده است.
نتیجه‌گیری
در این مقاله تلاش بر این بود که تأثیر محتوای درسی و خودرهبری بر امید به اشتغال به طور مستقیم و با میانجیگری خودکارآمدی و خودتعیین‌کنندگی دانشجویان سال سوم و چهارم رشته مدیریت بازرگانی دانشگاه‌های سراسر کشور بررسی شود. بعد از بررسی ادبیات موضوعی و پیشینه پژوهش، فرضیات پژوهش تبیین گردید. ابزار جمع‌آوری داده‌های میدانی، پرسش‌نامه‌ای بود. برای نمونه‌گیری از روش نمونه‌گیری غیر احتمالی در دسترس، به منظور جمع‌آوری دادهها استفاده شد. بعد از طراحی مدل معادلات ساختاری مربوطه و مناسب بودن سنجه‌ها، سازه‌های طراحی شده را مورد آزمون قرار دادیم؛ بعد از مشخص شدن مناسب بودن مدل (تمامی سنجه‌ها، به غیر از یک سنجه از بار عاملی بالای ٤/٠ برخوردار بود)، فرضیه‌های پژوهش آزموده شد و نتایج زیر به دست آمد. نکته قابل توجه اینکه در مقایسه نتایج این پژوهش با پژوهشهای گذشته بهتر این بود که ضریب اثر این پژوهش با پیشینه مرتبط مقایسه می‌شد، ولی با توجه به اینکه ضریب اثر پژوهشهای گذشته گزارش نشده است، این کار امکان‌پذیر نیست.
فرضیه اول:محتوای دروس بر خودکارآمدی به‌طور مستقیم تأثیر دارد. تأثیرگذاری محتوای دروس بر خودکارآمدی با ضریب معناداری (61/38)، در سطح اطمینان ۹/۹۹ درصد معنادار است. همچنین ضریب مسیر (61/٠) نشان‌دهنده این امر است که محتوای دروس به میزان 61 درصد از خودکارآمدی را تبیین میکند که این پژوهش تأییدی بر پژوهشهای کانل (1990) و مهرام و ساکتی (1385) است.
فرضیه دوم:محتوای دروس بر خودتعیین‌کنندگی به‌طور مستقیم تأثیر دارد. تأثیرگذاری محتوای دروس بر خودتعیین‌کنندگی با ضریب معناداری (68/59)، در سطح اطمینان 9۹/۹ درصد معنادار است. همچنین ضریب مسیر (76/٠) نشان‌دهنده این امر است که محتوای دروس به میزان 76 درصد از خودتعیین‌کنندگی را تبیین میکند که تأییدی بر یافته‌های بلک و دسی (2000) و گنی و دسی (2005) است.
فرضیه سوم: خودرهبری بر خودکارآمدی به‌طور مستقیم تأثیر دارد. تأثیرگذاری خودرهبری بر خودکارآمدی با ضریب معناداری (6/50)، در سطح اطمینان 9۹/۹ درصد معنادار است. همچنین ضریب مسیر (1/٠) نشان‌دهنده این امر است که خودرهبری به میزان 10 درصد از خودکارآمدی را تبیین میکند و نتیجه به دست آمده تأییدی بر پژوهش منز (1992) و نک و هاوتون (2006) است.
فرضیه چهارم:خودرهبری بر خودتعیین‌کنندگی به‌طور مستقیم تأثیر دارد. تأثیرگذاری خودرهبری بر خودتعیین‌کنندگی با ضریب معناداری (9/12)، در سطح اطمینان 9۹/۹ درصد معنادار است. همچنین ضریب مسیر (16/٠) نشان دهنده این امر است که خودرهبری به میزان 16 درصد از خودتعیین‌کنندگی را تبیین میکند که این نتیجه تأییدی بر پژوهش هو و نسبت (2014) است.
فرضیه پنجم: خودکارآمدی بر امید به اشتغال به‌طور مستقیم تأثیر دارد. تأثیرگذاری خودکارآمدی بر امید به اشتغال با ضریب معناداری (2/78)، در سطح اطمینان 99 درصد معنادار است. همچنین ضریب مسیر (08/0) نشان دهنده این امر است که خودکارآمدی به میزان 8/0 درصد از امید به اشتغال را تبیین میکند و نتیجه به دست آمده تأییدی بر پژوهش لو و گو (2015) است.
فرضیه ششم: خودتعیین‌کنندگی بر امید به اشتغال به‌طور مستقیم تأثیر دارد. تأثیرگذاری خودتعیین‌کنندگی بر امید به اشتغال با ضریب معناداری (07/4)، در سطح اطمینان 9/۹۹ درصد معنادار است. همچنین ضریب مسیر (14/0) نشان دهنده این امر است که خودتعیین‌کنندگی به میزان 14 درصد از امید به اشتغال را تبیین میکند و نتیجه به دست آمده تأییدی بر پژوهش مورن و همکارانش (2014) است.
فرضیه هفتم:محتوای درسی بر امید به اشتغال به‌طور مستقیم تأثیر دارد. تأثیرگذاری محتوای درسی بر امید به اشتغال با ضریب معناداری (3/99)، در سطح اطمینان ۹/9۹ درصد معنادار است. همچنین ضریب مسیر (12/0) نشان‌دهنده این امر است که محتوای درسی به میزان 12 درصد از امید به اشتغال را تبیین میکند و نتیجه به دست آمده تأییدی بر پژوهش اکبری و همکاران (1392) و مهرام و ساکتی (1385) است.
فرضیه هشتم:خودرهبری بر امید به اشتغال به‌طور مستقیم تأثیر دارد. تأثیرگذاری خودرهبری بر امید به اشتغال با ضریب معناداری (32/43)، در سطح اطمینان ۹/۹9 درصد معنادار است. همچنین ضریب مسیر (67/0) نشان‌دهنده این امر است که خودرهبری به میزان 67 درصد از امید به اشتغال را تبیین میکند که این نتیجه تأییدی بر پژوهش عطافر و همکارانش (1390) است.
فرضیه نهم: خودکارآمدی در رابطه بین محتوای درسی و امید به اشتغال نقش میانجی دارد. تأثیرگذاری متغیر میانجی خودکارآمدی در رابطه بین محتوای درسی و امید به اشتغال با ضریب معناداری (7/34) در سطح اطمینان ۹/۹۹ درصد معنادار است. همچنین ضریب مسیر (29/0) نشان دهنده این امر است که تقریباً 29 درصد از اثر کل محتوای درسی بر امید به اشتغال از طریق غیرمستقیم به وسیله متغیر میانجی خودکارآمدی تبیین می‌شود.
فرضیه دهم:خودتعیین‌کنندگی در رابطه بین محتوای درسی و امید به اشتغال نقش میانجی دارد. تأثیرگذاری متغیر میانجی خودتعیین‌کنندگی در رابطه بین محتوای درسی و امید به اشتغال با ضریب معناداری (5/51) در سطح اطمینان ۹/۹۹ درصد معنادار است. همچنین، ضریب مسیر (46/0) نشان دهنده این امر است که تقریباً 46 درصد از اثر کل محتوای درسی بر امید به اشتغال از طریق غیرمستقیم به وسیله متغیر میانجی خودتعیین‌کنندگی تبیین می‌شود.
فرضیه یازدهم:خودکارآمدی در رابطه بین خودرهبری و امید به اشتغال نقش میانجی دارد. تأثیرگذاری متغیر میانجی خودکارآمدی در رابطه بین خودرهبری و امید به اشتغال با ضریب معناداری (4/73) در سطح اطمینان 9۹/۹ درصد معنادار است. همچنین ضریب مسیر (02/0) نشان دهنده این امر است که تقریباً 2/0 درصد از اثر کل خودرهبری بر امید به اشتغال از طریق غیرمستقیم به وسیله متغیر میانجی خودکارآمدی تبیین می‌شود و این حاکی از آن است که اگرچه خودکارآمدی در رابطه میان خودرهبری و امید به اشتغال می‌تواند میانجی‌گر باشد، نقش ضعیفی در این رابطه ایفا میکند. شاید علت این امر را بتوان این‌گونه استدلال نمود که خودرهبری فرایندی است که طی آن افراد، خود را در راستای نیل به خودهدایتی و خودانگیختگی لازم برای عمل متمرکز می‌کنند. در این حالت افراد، مسئولیت، صلاحیت و توانایی ابتکار عمل را در خود می‌یابند و نیازی به قیود بیرونی ندارند. این امر موجب می‌شود تا تأثیر خودرهبری بر امید به اشتغال پررنگ‌تر شود و خودکارآمدی از جهات بسیاری در دل خودرهبری جای گیرد و تأثیر کم‌رنگ‌تری را در این رابطه داشته باشد. دلیل دیگر این امر این است که خودرهبری بیشتر به نگرش و طرز تلقی افراد برمی‌گردد، درصورتی‌که خودکارآمدی به طرز رفتار و جنبه مهارتی افراد اطلاق می‌شود. همان‌طور که نتایج فرضیه سوم (تأثیر خودرهبری بر خودکارآمدی) نیز نشان داد، خودرهبری تأثیر بسیار ضعیفی بر خودکارآمدی دارد که نشان می‌دهد طرز تلقی و نگرش افراد لزوماً به رفتار و توانایی مهارتی آن‌ها تبدیل نمی‌شود.
فرضیه دوازدهم: خودتعیین‌کنندگی در رابطه بین خودرهبری و امید به اشتغال نقش میانجی دارد. تأثیرگذاری متغیر میانجی خودتعیین‌کنندگی در رابطه بین خودرهبری و امید به اشتغال با ضریب معناداری (6/68) در سطح اطمینان ۹/9۹ درصد معنادار است. همچنین، ضریب مسیر (02/0) نشان دهنده این امر است که تقریباً 2/0 درصد از اثر کل خودرهبری بر امید به اشتغال از طریق غیرمستقیم به وسیله متغیر میانجی خودتعیین‌کنندگی تبیین می‌شود. علت پایین بودن میزان تأثیر خودتعیین‌کنندگی در رابطه میان خودرهبری و امید به اشتغال را می‌توان همانند خودکارآمدی توجیه نمود، بدین ترتیب که افراد با رسیدن به مرحله خودرهبری، استقلال، ارتباطات و شایستگی را در خود احساس می‌کنند و این امر سبب کاهش تأثیر خودتعیین‌کنندگی و افزایش خودرهبری بر امید به اشتغال می‌گردد؛ به‌گونه‌ای که آن را نیز پوشش می‌دهد.
پیشنهادهای کاربردی
از آنجا که امید به اشتغال در میان دانشجویان تا حد زیادی به خود دانشجو (افکار، باورها و انگیزه‌های وی)، دانشگاه (محتوای دروس، برنامه‌ریزی درسی و جو دانشگاهی) و استادان وابسته است (مهرام و ساکتی، 1385)، پیشنهادهای کاربردی این تحقیق نیز در همین راستا ارائه می‌گردد:
با توجه به تأثیر محتوای دروس اصلی بر خودکارآمدی و خودتعیین‌کنندگی و همچنین تأثیر مستقیم آن بر امید به اشتغال به برنامه‌ریزان درسی و مؤلفان کتب دروس اصلی رشته مدیریت بازرگانی پیشنهاد می‌شود ضمن اینکه اهداف کاربردی و نظری هر یک از دروس اصلی را کاملاً مشخص نمایند، محتوای دروس دانشگاهی را به روز کنند تا دروس در طول دوره تحصیل از ساختاریافتگی مناسبی برخوردار باشد؛ بدین معنی که محتوای دروس باید به‌گونه‌ای باشد که دانشجو دقیقاً بداند که در طول دوره تحصیل چه کارها و فعالیت‌هایی را باید انجام دهد. همچنین، محتوای این دروس باید تقویت‌کننده روحیه کار گروهی و همکاری بین دانشجویان و پرورش‌دهنده خلاقیت و نوآوری آنان باشد. از طرف دیگر، محتوای دروس باید پاسخ‌گوی نیازهای بازار کار (از رشته تحصیلی) و دارای اطلاعات کاربردی و مسائل و نمونه‌های موردی باشد تا سبب افزایش تجربه کاربردی دانشجویان گردد.
در همین راستا استادان رشته مدیریت بازرگانی باید توجه داشته باشند که شیوه‌های آموزش دروس دانشگاهی باید با محتوای دروس تناسب خوبی داشته باشد و میان دروسی که استادان مختلف آن‌ها را تدریس می‌کنند، ارتباط و هم‌بستگی مناسبی وجود داشته باشد. از طرف دیگر، ارائه مثال‌های کاربردی و تجربی در کنار محتوای دروس، به یادگیری مهارتی دانشجویان کمک شایانی خواهد کرد.
با توجه به تأثیر خودرهبری بر خودکارآمدی و خودتعیین‌کنندگی و تأثیر آن بر امید به اشتغال، به دانشجویان رشته مدیریت بازرگانی نیز پیشنهاد می‌شود که اهداف خود را از ابتدای تحصیل مشخص نمایند، برای این اهداف برنامه‌ریزی و خود را برای روبه‌رو شدن با چالش‌ها در مسیر دستیابی به اهداف آماده کنند. نظم و ترتیب را سرلوحه کار خود قرار دهند. برای به دست آوردن شغلی برنامه‌ریزی کنند که از عهده آن برمی‌آیند و به آن علاقه‌مند هستند و در همین راستا مهارت‌ها و شایستگی‌های لازم را کسب کنند و از سختی‌ها و دشواری‌های مسیر درس، کار و زندگی نترسند.
در همین راستا به استادان رشته مدیریت بازرگانی پیشنهاد می‌شود که به دانشجویان در همان سال‌های اول کمک کنند که شایستگی‌های لازم جهت خودرهبری را کسب نمایند و به دانشجویان در تدوین اهداف درسی و همچنین برنامه‌ریزی برای رسیدن به این اهداف و نحوه برخورد با چالش‌های پیش رویشان کمک کنند.
محدودیت‌های پژوهش و پیشنهادها برای پژوهشهای آتی
هدف این پژوهش بررسی تأثیر خودرهبری و محتوای درسی بر خودتعیین‌کنندگی و خودکارآمدی و تأثیر آن‌ها بر امید به اشتغال بوده است که برای انجام این کار داده‌های لازم با استفاده از پرسش‌نامه داده گردآوری شد، اما چنانچه نیومن[37] (2000) اشاره میکند داده‌های مقطعی برآمده از پرسش‌نامه خود ـ گزارش برای بررسی روابط علی ـ معلولی در اولویت قرار ندارد که این محدودیت می‌تواند از طریق انجام مطالعات طولی در پژوهشهای آتی مرتفع شود. یکی از محدودیت‌های اصلی این پژوهش به ماهیت متغیر وابسته برمی‌گردد که امید را می‌سنجد؛ سنجش امید و ارتباط آن با سایر متغیرها همواره با مشکلاتی روبه‌رو بوده است (هنگ[38]، 2013). سایر محققان می‌توانند با ایجاد بانکی اطلاعاتی از مشارکتکنندگان تحقیق در یک تحقیق طولی و سنجش اشتغال واقعی آن‌ها در چند سال آتی، رابطه بین متغیرهای مستقل و میانجی این تحقیق با اشتغال واقعی مشارکتکنندگان را بسنجند. در خصوص تأثیر محتوای دروس بر خودکارآمدی و خودتعیین‌کنندگی و تأثیر آن‌ها بر خوداشتغالی، در این تحقیق محتوای درس خاصی از مجموعه دروس اصلی مد نظر نبوده است که این محدودیت را در پژوهشهای آتی با انتخاب یک درس خاص می‌توان رفع نمود. از محدودیت‌های دیگر این تحقیق، عدم تفکیک امید به اشتغال از نظر نوع امید به اشتغال (اروم و مولر[39]، 2009) شامل امید به خوداشتغالی و امید به کار برای دیگران و حوزه امید به اشتغال (راس[40]، 2007) شامل اشتغال در رشته‌های شغلی مختلف مثل کشاورزی، صنعت و خدمات است که با تفکیک امید به اشتغال از لحاظ خوداشتغالی (در قالب کارآفرینی) و امید به کار برای دیگران (شامل اشتغال در بخش دولتی، خصوصی، تعاونی و غیره) و همچنین تفکیک امید به اشتغال در رشته‌های شغلی مختلف مثل کشاورزی، صنعت و خدمات می‌توان این محدودیت را در پژوهشهای آتی رفع نمود.
[1]. Houghton
[2]. self-determination
[3]. Deci
[4]. self-efficacy
[5]. Bandura
[6]. Hollander
[7]. self-leadership
[8]. Manz
[9]. Ryan
[10]. Salancik & Pfeffer
[11]. Rego
[12]. Norris
[13]. Yoho
[14]. Neck & Manz
[15]. Stewart
[16]. Karademas & Kalantzi
[17]. Jerusalem & Hessling
[18]. La Guardia
[19]. Baumeister & Leary
[20]. Connell
[21]. Black
[22]. Ho & Nesbit
[23]. Saks
[24]. Moran
[25]. Amabile Teresa M
[26]. Craft
[27]. structural equation modeling (SEM)
[28]. partial least squares
[29]. composite reliability
[30]. factor loadings
[31]. Cronbach
[32]. Hulland
[33]. اعداد معناداری در سطوح اطمینان ٩٥%، ٩٩% و ٩/٩٩% به ترتیب برابر است با ٩۶/١، ٥٨/٢و ٢۷/٣.
[34]. Chin
[35]. چین (١٩٩٨) سه معیار ١٩/٠، ٣٣/٠ و ۶۷/٠ را مقدار ملاک برای مقادیر ضعیف، متوسط و قوی R2 معرفی میکند.
[36]. هنزلر و همکاران (۲٠٠۹) در مورد شدت قدرت پیش‌بینی مدل در مورد سازه‌های درون‌زا سه مقدار ٠۲/٠، ١٥/٠ و ٣٥/٠ را برای قدرت پیش‌بینی ضعیف، متوسط و قوی مدل مطرح نموده‌اند.
[37]. Neuman
[38]. Hong
[39]. Arum & Müller
[40]. Ross
)