性别，性别认同因素与职业决策形态特征人格特征之间的关系外文翻译资料

 2022-08-13 11:08

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性别，性别认同因素与职业决策形态特征人格特征之间的关系

金智贤（檀国大学 韩国） 奥维尔卡兰（康涅狄格大学 美国）

摘要：本研究显示，性别认同涉及到Spence（1993）所提出的各种性别认同因素的整合，而职业决策情境指定的个性变量根据Tellegen（1985）的建议，可以分为高阶人格特质维度。结果还表明，本研究中发现的男性人格特征、女性人格特征以及反映Tellegen（1985）模型的高阶人格特质维度的职业生涯决策状态指定人格变量之间的关系模式与此类似男性个性特征，女性人格特质与反映Lubinsky，Tellegen和Butcher（1981,1983）研究中高阶人格特质维度的一般人格特征之间的关系。多元回归分析表明，增加性别认同角色态度因素、性别认同行为的性别因素和性别认同人格特质因素并没有显著改善职业生涯决策状态指定人格变量的预测。

关键词：职业决策 性别 性别认同 人格特质 人格特质维度

已经有研究显示一个人的性别和性别认同与职业决策有关（Gottfredson，1981;OHare＆Beutell，1987）。然而，调查性别或性别认同与职业决策的关系显示不一致的结果（Gianakos＆Subich1986; Holland＆Holland，1977）。有人认为，这些相互矛盾的结果可能是因为个人对事业决定先例对职业决策与职业决策关系的影响的差异已被忽视（Gianakos＆Subich，1986）。这些迹象意味着应该检查性别或性别认同与职业决定的先例（如人格特征）的关系，以更好地了解性别或性别认同与职业决策的关系。

Salomone（1982）认为某些人格特质会影响个人做出职业决定或采取行动方针来做出决定。已经探索了各种人格特征的关系，如自我效能，焦虑和控制地位与职业决策（例如，Fuqua，Newman＆Seaworth，1998; Leung＆Chervinko，1996; Sweeney＆Schill，1998; Taylor＆Popma，1990）。还表明，性别或性别认同与这些个人人格特征相关。例如，Ben-zur和Zeidner（1988）发现女性表现出较高的性状焦虑，愤怒和好奇心。Spence和Hall（1996）发现男性气质与自尊和主导之间有着重要的关系。

一些研究人员试图通过特定理论（即科斯塔与麦克雷，1988;艾森克，1983;特莱根，1985），以简化的方式，找出高阶人格特征维度来解释各种个性特质。例如，Tellegen（1985）提出，个性特征可以分为三个高阶维度，分别标记为：积极情绪，消极情绪和约束。根据Tellegen（1985），积极情绪与心理健康、社会效能、自我效能和成就有关。负面情绪与感到压力、焦虑、异化和侵略性有关，而约束与冲动、伤害回避和传统主义的特征有关。艾森克（1983）也提出了人格特征的三维模型。此外，还研究了性别或性别认同与高阶人格特征维度的关系，以简化的方式了解性别或性别认同与个人人格特征的关系（如Arrindell等，1997; Lubinski，Tellegen ＆Butcher，1981，1983）。

有人提出，通过在规模指导和项目中包括与职业有关的短语，可以提高与职业相关行为相关的个性特征措施的与标准相关的有效性（Schimit，Ryan，Stierwalt，＆Powell，1995）。这意味着在使用具体职业决策状况的人格工具时，比使用其他情况或非情况指定的人格手段时，可以更好地解释性别或性别认同与人格特征、职业决策的关系。已经开发了几个人格手段，其中包括其指示和项目中的职业决策情境相关短语，例如职业决策自我效能量表（CDMSE）（Taylor＆Betz，1983）和应对职业犹豫不决（CCI）（Larson，Heppner，Ham，＆Dugan，1988; Larson，Toulouse，Ngumba，＆Fitzpatrick，1994），职业障碍库存修订（CBI-R）（Swanson，Daniels，＆Tokar，1996）。

Larson和Majors（1998）提出，这些个人格手段包括与职业决策情境相关的短语，将根据情况来衡量相对短暂的心理过程的状态或情绪，而不是保持一致或是不管情况如何变化不改变心理过程的特征。此外，有人提出，这些变量将被归类为Zevon和Tellegen（1982）提出的正面影响和负面影响的两个高阶状态。然而，Salomone（1982）认为，影响职业决策的严重情感问题与心理过程有关，这些心理过程在各种情况下都阻止了决策，而不仅仅是由职业决策情况引起的心理过程。如果个人工具衡量的心理过程包括与CDMSE，CCI和CBI-R等职业决策情境相关的短语，衡量情感问题一贯影响各方面的决策以及职业决策， 这些手段衡量的心理过程可能是特征而不是状态。

以前研究性别认同与人格特质之间关系的研究主要仅使用Bem性别角色清单（BSRI）或个人属性问卷（PAQ）男性（M）和女性（F）量表作为其性别认同度量。使用这些措施是基于男性气质和女性气质彼此独立的假设（Bem，1974; Spence＆Helmreich，1978），BSRI或PAQ的M和F量表测量的男性和女性特征可表示性别 身份（Bem，1981,1984; Frable，1989）。然而，有人认为，BSRI或PAQ的M和F量表不代表性别认同，他们只是衡量性别认同人格特质因素，如工具性和表现力。实际上，性别认同被视为融合了各种性别认同因素，如角色态度，这些因素与文化强迫标准对男性或女性的重要性有关，行为利益传统上被认为是男性或女性的兴趣或行为领域 以及人格特征（Norland，James，＆Shover，1978; Orlofsky＆OHeron，1987; Spence，1984,1991,1993; Spence＆Buckner，1995; Spence＆Hall，1996）。根据这一观点，考虑性别认同的各种因素是评估个体性别认同的必要条件（Spence，1993）。

根据以往的研究和讨论，似乎有必要进一步探讨性别，性别认同因素与具体的职业决策情境和人格变量之间的关系，这些变量是由高阶人格特征维度分类的。具体来说，本研究涉及三个相关问题：（1）衡量各种性别认同因素是否合理，而不是仅使用BSRI或PAQ M和F量表来衡量性别认同人格特质，以评估性别认同；（2）Tellegen（1985）提出的将具体的职业决策状态和人格变量分类为高阶人格特征维度是否合理，而不是高阶状态维度；（3）最后，性别和性别认同因素与具体的职业决策状况和个性变量之间的关系是什么。这些问题的答案有助于了解性别认同的各个方面，以及具体的职业决策状况和人格变量被认为不是国家而是作为特征的可能性。当职业辅导员帮助客户解决具体的职业决策状况和个性变量问题时，这些答案也会影响性别认同的哪些方面。

主体和程序

入读于美国东北部地区的一所大学，专业为介绍性教育心理学课程的大学本科生86人作为志愿者参加了这项研究。7名参与者没有完全完成调查，他们的数据未被分析。因此，本研究样本量减少至79人，其中男生19人，女学生60人。这个样本的平均年龄为21.04岁，他们在大学平均年龄为3.16岁。

2001年春天的末尾，在正常上课期间给学生分发由几个人口统计问题、性别认同相关措施、具体的职业决策情况和人格清单组成的调查表，以及保证本次调查中提供的信息保密的声明。

工具

男性特征（M）和女性（F）子尺度的人格属性调查表简表（PAQSF）（Spence＆Helmreich，1978）用于衡量性别认同人格特质因子的男性和女性个性特征变量。每个子级别由八个项目组成，分五分制。 项目分数相加得出每个比例的得分。这两个子尺度通过因子分析被认为是独立的（Spence，1991）。PAQSF M和F子量表的Cronbach alphas分别为.85和.82（Spence＆Helmreich，1978）。结果显示，男女平均得分高于女性，女性平均得分高于男性，平均得分高于男性，结果显示，PAQSF的有效性显着。

女性期望量表（FES）和男性期望量表（MES）（见附录B）（Norland等，1978）由衡量传统性别角色期望的五个项目组成，用于衡量男性和女性角色态度、性别认同角色态度因素的变量。每个量表的项目分数相加以产生FES和MES的比例分数。 Cronbach的alpha是FES的.689，MES的.807。FES和MES之间的相关性较弱，呈负相关（r = - 0.13）。研究结果和这些量表的有效性表明，保守宗教团体中的男性和女性在MES和FES方面的平均得分高于男性和女性（Norland等，1978）。

性别角色行为量表 - 短格式（SR BASF）（Orlofsky＆OHeron，1987）衡量与性别认同相关的四个行为和兴趣领域。这些分别是娱乐活动偏好、职业兴趣、社会互动以及婚姻或主要关系行为。每个区域由使用五点尺度的八个项目的男性（M），女性（F）和性别特定（MF）子尺度组成。M或F项代表文化上定义为男性或女性的行为和兴趣，但被认为是男性可接受的。MF项目描述了仅一个性别主要可接受的行为和兴趣。

使用SRBSSF（Orlofsky＆OHeron，1987）的娱乐活动偏好区域的M和F子尺度来测量性别认同行为兴趣因子的男性和女性变量。规模项目代表了文化上定义为男性或女性的行为和兴趣，但被认为是男性可接受的。经验研究的结果表明，SRBSSF的有效性显示，男性SRBSSF男性平均得分高于女性，女性平均得分高于男性。休闲活动区M和F子尺度的内部一致性分别为.61和.65。

职业决策自我效能量表缩写（CDMSESF）（Betz，Klein，＆Taylor，1996）测量了职业决策状态指定的自我效能。自我效能与本研究中Tellegen模型（1985）的积极情感维度相关。该文书的五个子分类中的每一个由五个五分之一的项目组成，描述了五个职业决策能力之一。这些分别是准确的自我评估、收集职业信息、目标选择、未来计划和解决问题（Betz＆Luzzo，1996; Betz＆Taylor，2000）。虽然作者（Betz，Klein，＆Taylor，1996; Taylor＆Betz，1983）预测了五个子尺度，反映了这个文书中的五个职业决策能力，但是他们没有找到明确的五因素结构。因此，该文书衡量一般职业决策自我效能而不是具体的职业决策能力。因此，本研究中仅使用总分。总分的内部一致性为0.94。这种措施的有效性表现在与职业决策存量的温和相关性，如职业决策量表（CDS）（Osipow，Carney和Barak，1976）。CDMSESF和CDS犹豫不决子标尺之间的相关性为女性为-0.63，男性为-0.48。CDMSESF和CDS确定子尺度之间的相关性为女性为0.68，男性为0.31。

使用职业决定（CCI）的职业主观困境和障碍因素（Larson，et al。，1988; Larson等，1994）用于衡量职业决策状况指定的困扰。CCI由Likert型六分尺度的35个项目组成，衡量与职业犹豫不决相关的四个因素。他们是职业主观的困扰和障碍、积极的解决问题、学术自我效能以及与职业犹豫不决相关的职业神话。

职业生涯主观困扰和障碍因素包括反映无助、抑郁、压力、焦虑、绝望的负面情绪的21项，外来压力、人才或技能缺乏、信息不足和职业决策的财务等障碍，反映出消极的个性维度。职业主观遇难和障碍因素的Cronbachalpha;为0.90。 该次要因素的2周测试重新测试可靠性为0.86。研究指出了CCI的有效性（Larson等，1994），结果表明，按照CCI总计衡量，处理职业犹豫不决的困难与职业不确定性和薄弱的职业认同有关。Larson和Majors（1998）报道，因子得分可以用作青少年职业决策的预测因子。

制定了职业障碍库存修订（CBI-R）（Swanson等，1996），其中包含70项使用七点李克特型量表，用于衡量阻碍职业发展的各种障碍。作者用Lent，Brown和Hackett（1994）的建议开发了这一措施，哪些职业相关障碍可以被概念化为社会认知过程，而不是内部和外部阻碍的条件。在这项研究中，选择由5项组成的CBI-R的非传统职业选择的非传统职业选择被用于衡量职业决策情境指定的保守主义，其中的项目应该反映Tellegen（1985）模型的约束维度。子尺度的内部一致性是0.75，没有显着的性别差异。然而，由男性CDS衡量的男性比女性选择非传统职业的分级和职业犹豫不决，这是一个更大的相关性（Swanson等，1996）。

数据分析与结果

产生了一个相关矩阵，并进行了一个主观成分分析与轮廓旋转，以探索性别，性别认同因素和职业决策状态指定的个性变量之间的关系。此外，进行了三次连续的多元回归分析。这些是为了比较性别认同角色态度因素和性别认同行为兴趣因素与性别和性别认同人格特质因素对本研究中三个职业决策情境指定人格变量的影响。对男性和女性变量的性别认同因素和职业决策状况指定的个性变量的单变量异常值进行了检查。马哈拉诺比斯距离用于找出主成分分析的多元异常值。进行回归诊断以找出连续多元回归分析的残差异常值。案例为异常值的概率标准为p lt;.001，没有确定单变量，多变量或残差异常值。总共79名参与者的数据用于统计学分析。进行性别认同因子性别，男性和女性变量的统计学统计，以及职业决策状况指定的个性变量，并显示本研究的数据集不具有显着的多重共线性或奇异性。

表1是性别认同因素的性别，男性和女性变量以及职业决策情境指定的个性变量的相关矩阵。该表显示统计学显着的双变量相关性。性别认同因素的性别，男性和女性变量的varimax轮换的主成分分析以及职业决策情境指定的个性变量提取了特征值超过表1的四个组分。表2是本研究主成分分析的分量负荷矩阵，变量按照负

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