دریافت متن

فصلنامه روانشناسی کاربردي،‏ سال 6، شماره (22)، 2 تابستان 107-122 1391،
Journal of Applied Psychology, Vol. 6, No. 2(22), summer 2012, 107-122
تاثیرپذیري از تصورات قالبی جنسیتی در شغلگزینی:‏ تمایز بین
دانشجویان ریاضیفنّی و علومانسانی
2
1*
پگاه نجات و جواد حاتمی
دریافت مقاله:‏ ‎1390/10/9‎؛ دریافت نسخه نهایی؛ ‎91/5/16‎؛
پذیرش مقاله:‏ 91 6/21/
چکیده
هدف:‏ هدف این پژوهش مقایسۀ تاثیرپذیري اهداف شغلی زنان و مردان گروههاي ریاضیفنّی و علوم
انسانی
از تصورات قالبی
جنس-رشتۀ شخصی و غیرشخصی
بود.‏
علاوهبراین،‏
اهمیت جنس و
همانندسازي گروهرشتهاي ضمنی بهعنوان تعدیلگرهاي این اثرات آزمون شد.‏ روش:‏ روش پژوهش
همبستگی بود.‏ از میان
700
دو دانشگاه صنعتیشریف و تهران در سال
نفر دانشجویان سال سوم و بالاتر دورة کارشناسی علومانسانی و ریاضیفنّی
192 ،1389
نفر ‏(نیمی زن،‏ نیمی از هر گروهرشته)‏ با روش
نمونهگیري دردسترس انتخاب شد.‏ تصور قالبی و همانندسازي ضمنی با گروه رشتۀ خود با استفاده از
آزمون رایانهاي تداعی ضمنی گرینوالد،‏ مکقی و شوارتز (1998) سنجیده شد.‏ بهعلاوه،‏ از آزمودنیها در
مورد اهمیت جنس و هدف شغلیشان سؤال شد.‏ براي تحلیل دادهها از رگرسیون سلسلهمراتبی بهطور
جداگانه در هر گروهرشته استفاده شد.‏ یافتهها:‏ در گروه ریاضیفنّی،‏ تعامل جنس و همانندسازي
گروهرشتهاي تمایل به شغلگزینی در رشتۀ فعلی را پیشبینی کرد،‏ درحالیکه در گروه علومانسانی،‏
تعامل سهراهۀ جنس و تصور قالبی شخصی و اهمیت جنس پیشبین آن بود.‏
انتظار بود.‏ نتیجهگیري:‏ دانشجویان دو گروهرشته از نظر نوع تصور قالبی
ریاضیفنّی در مقابل شخصی در علومانسانی)‏
هر دو اثر درجهت مورد
تأثیرگذار
‏(غیرشخصی در
و تعدیلگر اثر آن ‏(همانندسازي گروهرشتهاي در ریاضیفنّی
درمقابل اهمیت جنس در علومانسانی)‏ با یکدیگر متفاوتند.‏ این یافته توسط دیرینهبودن حضور اکثریتی
مردان در ریاضیفنّی در مقابل اخیرتربودن حضور اکثریتی زنان در علومانسانی قابل تبیین است.‏ نتایج
این پژوهش در تشخیص دانشجویان آسیبپذیر و طراحی مداخلات با هدف کاهش اثرات منفی تصورات
قالبی جنسیتی بر انتخابهاي شغلی آنان کاربرد دارد.‏
کلیدواژهها:‏ تصور قالبی،‏ جنسیت،‏ شغلگزینی،‏ گروهرشته تحصیلی
1*. نویسنده مسئول،‏ کارشناس ارشد روانشناسی عمومی دانشگاه تهران Email: pnejat@alumni.ut.ac.ir
2. استادیار پژوهشکدة علوم شناختی تهران
107

پگاه نجات و جواد حاتمی
مقدمه
تصورات قالبی ساختارهایی شناختی هستند که در سازماندهی دانش اجتماعی به افراد کمک
میکنند
‏(لیپمن،‏
.(1922
این تصورات
کیفیاتی را دربرمیگیرند
که به گروههاي اجتماعی
1
مختلف نسبت داده میشوند ‏(اشنایدر ، 2004). یکی از انواع این تصورات،‏ تصورقالبی جنس-رشته
است که براساس آن،‏ زنان و مردان بهشکل متمایزي با گروهرشتههاي تحصیلی مختلف مرتبط
شناخته میشوند.‏ تصور مذکور بیانگر این باور است که مردان توانایی و علاقهمندي بیشتري در
رشتههاي ریاضیفنّی دارند ‏(نوزك،‏ اسمیت،‏ سریرام،‏ لیندنر،‏ دووس،‏ آیالا و همکاران،‏
مشتاق دستکاري اشیاي بیجانند،‏ درحالیکه
‏(روزنبلوم،‏ اش،‏ دپون و کودر،‏
زنان
(2009
.(2008
و
به کارکردن با انسانها علاقهمندند
تعداد بیشتر مردان در ریاضیفنّی و زنان در علومانسانی
در آمار فعلی دانشجویان ایران ‏(مؤسسۀ پژوهش و برنامهریزي آموزش عالی،‏ و سایر 1389)
2
نقاط دنیا ‏(بنیاد ملی علوم امریکا ، 2008) در جهت تقویت این باور عمل میکند.‏ تصورات
قالبی هم در خود
فرد و هم در فضاي اجتماعی اطراف او وجود دارند.‏ در این مقاله این دو نوع
تصور قالبی از یکدیگر تفکیک شدهاند.‏ تصوراتی که خود فرد به آنها باور دارد تحت عنوان
تصورات قالبی ‏"شخصی"،‏ و تصوراتی که در فضاي اجتماعی اطراف وي وجود دارد،‏ تحت عنوان
‏"غیرشخصی"‏ خوانده خواهد شد.‏ در سالهاي اخیر پژوهشهاي متعددي در مورد اثر تصور
قالبی جنس-رشته بر انگیزش،‏ عملکرد تحصیلی و مقاصد آیندة دانشجویان انجام شده است.‏
بااینحال،‏ نظریهها
و پژوهشهاي مختلف از بابت میزان تأکید بر نسخۀ شخصی در مقابل نسخۀ
غیرشخصی آن متغیر بوده است.‏ برخی،‏ اثر تصور قالبی جنس-رشتۀ شخصی را بر بروندادهاي
شغلی و تحصیلی مدنظر قرار داده،‏ درحالیکه
غیرشخصی بر بروندادها پرداختهاند.‏
برخی دیگر،‏
به اثر تصور
قالبی جنس-رشتۀ
در مورد اثرات تصورات قالبی شخصی،‏ باور به مردانهبودن ریاضی بهنفع بروندادهاي رفتاري
مردان رشتۀ ریاضی،‏ اما بهضرر زنان این رشته عمل میکند.‏ در مطالعۀ نوزك،‏ بناجی و گرینوالد
(2002)
زنانی که باور به مردانه بودن ریاضیفنّی داشتند،‏ در بخش ریاضی آزمون استاندارد
3
توانایی تحصیلی نمرة پایینتري نسبتبه بخش کلامی آن در مقایسه با زنان دیگر کسب کردند.‏
اما نمرة ریاضی مردانی که تصور قالبی قويتر داشتند
،
مشابهی در مورد خودپندارة توانمندي ریاضی در مطالعۀ استفنز و جلنک
بهتر از نمرة کلامی آنها بود.‏ الگوي
(2011)
مشاهده شد.‏
باور به مردانهبودن ریاضی همچنین با کاهش انگیزش تحصیلی ‏(دلیسلی،‏ گواي،‏ سنیکال و
1. Snyder
2. national science foundation
3. scholastic aptitude test
فصلنامه روانشناسی کاربردي/‏ سال 6/ شماره 2(22)/ تابستان 1391
108

2009) لاروس،‏
تاثیرپذیري از تصورات قالبی جنسیتی در ادامه تحصیل و شغلگزینی:‏ .....
و خودکارآمدي پایینتر و تمایل کمتر به ادامه تحصیل و شغلگزینی در گروه
رشتۀ ریاضیفنّی در دانشجویان زن ریاضیفنّی ‏(اشمادر،‏ جونز و بارکیساو،‏ 2004) مرتبط است.‏
1
در مورد اثرات تصورات قالبی غیرشخصی بر بروندادهاي رفتاري،‏ دو اثر تهدید ‏(استیل،‏
2
1997) و مزیت تصور قالبی ‏(والتون و کوهن،‏ 2003) شناخته شدهاند.‏ تهدید تصور قالبی
زمانی اتفاق میافتد که اعضاي گروههایی که قربانی تصورات قالبی منفی هستند در موقعیتی
قرار گیرند که آنها را با این تهدید مواجه سازد که با رفتار خود تصوري قالبی را که دربارة
گروهشان وجود دارد تائید کنند ‏(استیل،‏ رایز،‏ ویلیامز و کاواکامی،‏
گروه
.(2007
احساس ترس ناشی
از این تهدید باعث اختلال در بروندادهاي رفتاري آنها میشود.‏ در مقابل،‏ مزیت تصور قالبی
ترقی بروندادي است که در اعضاي یک گروه،‏ در اثر این آگاهی ایجاد میشود که دربارة یک
اجتماعی
دیگر تصور قالبی منفی رایجی وجود
دارد
‏(والتون و کوهن،‏
نیازي 2003).
نیست خود فرد تصورات قالبی مربوطه را باور داشته باشد،‏ بلکه همینکه به وجود آن تصورات
در دیگران آگاه باشد،‏ براي اعمال اثرات مذکور کافی است.‏ در مورد تصور قالبی مردانهبودن
ریاضی،‏ گروه قربانی ‏،زنان رشتۀ ریاضی و گروه صاحب مزیت،‏ مردان این گروهرشته هستند.‏ لذا،‏
تصور قالبی غیرشخصی مردانهبودن ریاضی براي زنان تهدیدکننده،‏ اما براي مردان تقویتکننده
است.‏ اطلاع از وجود تفاوت جنسی در نتایج گذشتۀ یک آزمون ریاضی باعث اختلال در عملکرد
زنان قوي در ریاضی شد ‏(اسپنسر،‏ استیل و کویین،‏
تمایل به تداوم
رشته
نیز موثر است.‏
.(1999
(2002)
برجسته ساختن تصورات قالبی در
در پژوهش دیویس،‏ اسپنسر،‏ کویین و گرهاردشتاین
مشاهدة تبلیغات تلویزیونی که زنان را بهطور قالبی نمایاندند،‏ تمایل
دانشجویان مؤنث
به تحصیل و شغلگزینی در رشتههایی با زیربناي ریاضی و مهارت زبانی را بهترتیب کاهش و
افزایش داد.‏ استیل
(1997)
پیشبینی کردهاست مواجهۀ طولانیمدت با تهدید تصور قالبی به
گسلیدن از حوزة تحصیلی مربوطه بینجامد.‏ بااینحال،‏ پژوهشهاي پیشین در این خصوص،‏
عمدتاً‏ بر عملکرد آزمونی کوتاهمدت متمرکز بوده و از روش پژوهش آزمایشی استفاده کردهاند.‏
البته این به معناي نفی اثر آن در محیط طبیعی نیست.‏ تنها این آگاهی که امتحانی توانایی را
میسنجد
‏(استیل و همکاران،‏
‎2007‎؛ والتون و کوهن،‏
‏(اینزلیشت و بنزیو،‏ ‎2000‎؛ مورفی،‏ استیل و گراس،‏
(2003
(2007
یا ترکیب جنسی محیط
در ایجاد تهدید تصور قالبی مؤثر
بودهاست.‏ در محیطهاي دانشگاهی فعلی که با توجه به آمار،‏ در علومانسانی و ریاضیفنّی به
ترتیب زنان و مردان پرتعدادند ‏(مؤسسه پژوهش و برنامهریزي آموزش عالی،‏
،(1389
جنس و
درنتیجه تصورات قالبی جنسیتی برجسته شده و لذا انتظار داریم اثرات تهدید و مزیت تصور
1. stereotype threat
2. stereotype lift
109

نای
پگاه نجات و جواد حاتمی
قالبی بهطور مزمن برقرار باشد و بر مقاصد و تمایلات تحصیلی و حرفهاي دانشجویان اثر بگذارد.‏
همچنانکه در مطالعۀ استیل،‏ جیمز و بارنت
،(2002)
زنان در رشتههاي مردغالب نسبت به
رشتههاي زنغالب،‏ احساس تهدید بیشتر از جانب تصورات قالبی و نیز تمایل بیشتر به تغییر
رشته گزارش دادند.‏ پژوهش حاضر از این لحاظ که از نوع همبستگی است و در محیط طبیعی
اجرا شدهاست به تکمیل یافتههاي پیشین در این زمینه کمک میکند.‏
ادبیات پژوهشی بیانگر آن است که همانندسازي با حوزة تحصیلی و جنسیت خود،‏ اثرات
مفروض تصورات قالبی،‏ اعم از شخصی یا غیرشخصی را تشدید مینماید،‏ بهدلیل آنکه متمرکز
بودن بر یک هویت اجتماعی،‏ تصور قالبی مربوط به آن گروه اجتماعی را بیشتر با خود مرتبط
1
میسازد ‏(اشمادر،‏ براي نمونه،‏ کیفر و سککواپتوا دریافتند درحالیکه در
(2007)
.(2002
زنانی که همانندسازي بالایی با زنانگی دارند،‏ تصور قالبی شخصی رابطۀ منفی با تمایل بهادامه
تحصیل در ریاضی دارد،‏ در زنان داراي همانندسازي ضعیفتر با زنانگی،‏ تصور قالبی با تداوم
رشته رابطه ندارد.‏ دررابطه با اثر تصورات قالبی غیرشخصی،‏ استیل
(1997)
تهدید تصور قالبی
را براي آن دانشجویانی مؤثرتر دانستهاست که همانندسازي قويتري با حوزة تحصیلی خود
دارند.‏ اشمادر
(2002)
دریافت همانندسازي بیشتر زنان با جنسشان ارتباط مستقیمی با وقوع
اثرات منفی تهدید تصور قالبی در آنان دارد.‏ در پژوهش حاضر،‏ براي سنجش همانندسازي با
جنس خود،‏ مشابه با اشمادر
،(2002)
از میزان اهمیت جنس فرد در خودپندارة وي،‏ و براي
سنجش همانندسازي با گروهرشتۀ خود از اندازهگیري ضمنی قوت پیوند ذهنی بین خود و
گروهرشته استفاده شد.‏ مزیت سنجش ضمنی یا غیرمستقیم
فرد از هدف آزمون،‏ اثرات خودنمایشگري را کاهش میدهد ‏(گرینوالد و بناجی،‏
قالبی نیز بهطور
ضمنی اندازهگیري شد،‏ چراکه افراد
‏(اشمادر و همکاران،‏ ‎2004‎؛ دلیسلی و همکاران،‏
باور به
است که با ناآگاه نگهداشتن
.(1995
.(2009
این تصورات را انکار
تصور
میکنند
ازآنجاکه تصور قالبی زنانهبودن علومانسانی غالباً‏ مشابه و مکمل تصور مردانهبودن ریاضی-‏
فنّی درنظر گرفته شده است ‏(مانند نوزك و همکاران،‏
،(2002
انتظار میرود اثرات مربوط به
زنان ریاضیفنّی به مردان علومانسانی و اثرات مربوط به مردان ریاضیفنّی به زنان علومانسانی
قابل تعمیم باشد.‏ بهدیگربیان،‏ تصور قالبی شخصی و غیرشخصی زنانهبودن علوم انسانی بهنفع
دانشجویان زن علومانسانی،‏ اما بهضرر دانشجویان مرد آن باشد.‏ فرضیههاي
تصورات قالبی غیرشخصی و فرضیههاي
در رشته،‏ و فرضیات
2-1 و 1-1
2-2 و 1-2
2-3 و 1-3
اثر
اثر تصورات قالبی شخصی بر شغلگزینی
اثر تعدیلگرها را بر این روابط پیشبینی مینمایند.‏
1. Kiefer & Sekaquaptewa
فصلنامه روانشناسی کاربردي/‏ سال 6/ شماره 2(22)/ تابستان 1391
110

1-1: فرضیۀ
تاثیرپذیري از تصورات قالبی جنسیتی در ادامه تحصیل و شغلگزینی:‏ .....
با توجه به وجود تصور قالبی غیرشخصی مردانه بودن ریاضیفنّی،‏ انتظار میرود
تمایل زنان ریاضی به شغلگزینی در رشتۀ فعلیشان کمتر از مردان ریاضی باشد.‏
2-1: فرضیۀ
با توجه به وجود تصور قالبی غیرشخصی زنانه بودن
تمایل مردان انسانی به شغلگزینی در رشتۀ فعلیشان کمتر از زنان انسانی باشد.‏
1-2: فرضیۀ
علومانسانی،‏ انتظار میرود
تصور قالبی شخصی مردانه بودن ریاضیفنّی در مردان ریاضی رابطۀ مثبت،‏ و در
زنان ریاضی رابطۀ منفی با قصد شغلگزینی در رشتۀ فعلی دارد.‏
فرضیۀ 2-2:
تصور قالبی شخصی زنانه بودن علومانسانی در زنان انسانی رابطۀ مثبت،‏ و در مردان
انسانی رابطۀ منفی با قصد شغلگزینی در رشتۀ فعلی دارد.‏
1-3: فرضیۀ
همانندسازي گروهرشتهاي ضمنی اثرات مذکور را تعدیل مینماید.‏ هر چه افراد،‏
قویتر با گروهرشتۀ خود همانندسازي نمایند،‏ اثرات مورد پیشبینی در فرضیههاي
در مورد ایشان قویتر خواهد بود.‏
فرضیۀ
2-2 تا 1-1
:2-3
اهمیت جنس اثرات مذکور را تعدیل مینماید.‏ هر چه بعد جنسیتی هویت افراد
اهمیت بیشتري برایشان داشته باشد،‏ اثرات مورد پیشبینی در
مورد ایشان قويتر خواهد بود.‏
روش
در 2-2 تا 1-1 فرضیههاي
پژوهش حاضر از نوع همبستگی و جامعۀ پژوهش کلیۀ دانشجویان ریاضیفنّی و علومانسانیِ‏
مقطع کارشناسی سال سوم و بالاتر دو دانشگاه صنعتیشریف و تهران در سال
1389
700
نفر بود که از میان آنها
192
به تعداد
نفر با استفاده از روش نمونهگیري در دسترس بهگونهاي
انتخاب شدند که نیمی از علومانسانی و نیمی از ریاضیفنّی بوده و در هر گروهرشته نیمی زن و
نیمی مرد باشند.‏ بنا به نظر هریس
(1985)
50
در تحلیل رگرسیون حجم گروه نمونه باید حداقل
نفر بیشتر از تعداد متغیرهاي پیشبین باشد.‏ از آنجا که در این پژوهش تعداد متغیرهاي
پیشبین هفت است و تحلیل رگرسیون بهطورجداگانه در هر گروهرشته انجام میشود،‏ لذا
57
نفر در هر گروه کفایت میکند.‏ با این حال،‏ نظر به اینکه با افزایش حجم نمونه اعتبار نتایج
افزایش مییابد،‏
ابزار پژوهش
96
1
آزمون تداعی ضمنی
نفر از هر گروهرشته در نظر گرفته شد.‏
‏(گرینوالد،‏ مکقی و شوارتز،‏
از 1998).
این آزمون کامپیوتري
براي
سنجش تصور قالبی و همانندسازي گروهرشتهاي استفاده شد.‏ این آزمون در حوزة شناخت
اجتماعی براي اندازهگیري قوت پیوندهاي میان مفاهیم در ذهن افراد استفاده میشود.‏ مثلاً‏ در
1. implicit association test (IAT)
111

پگاه نجات و جواد حاتمی
مورد تصور قالبی جنس-رشته،‏ نتیجۀ آزمون بیانگر میزان قدرتمندتر بودن پیوند زن-ریاضی-‏
فنّی در مقایسه با مرد-ریاضیفنّی در ذهن آزمودنی است.‏ از آنجا که این آزمون در اساس یک
تکلیف طبقهبندي واژهها در دستهها است و زمان واکنش فرد را ثبت میکند،‏ لذا نوع سنجش
آن ضمنی یا غیرمستقیم است.‏ در این پژوهش از نسخۀ فارسی این آزمون ‏(نجات،‏
داراي که استفاده شد
ضریب پایایی بازآزمایی
(1390
است 0/51
‏(هاشمیپور،‏
دو ترتیب 1390).
آزمون تداعی ضمنی در میان آزمودنیها موازنهسازي متقابل شد.‏ نمرههاي افراد در دو آزمون
تداعی ضمنی بر اساس روش گرینوالد،‏ نوزك و بناجی
(2003)
محاسبه شد.‏ علامت نمرههاي
همانندسازي گروهرشتهاي به گونهاي تغییر داده شد که بیانگر همانندسازي فرد با گروهرشتۀ
خودش شود،‏ یعنی ریاضیها با ریاضی و انسانیها با انسانی.‏ در مورد تصور قالبی،‏ سر مثبت
نمایندة مردانه انگاشتن ریاضی
‏(معادل
انگاشتن ریاضی ‏(معادل مردانه انگاشتن انسانی)‏ است.‏
زنانه انگاشتن انسانی)،‏ و سر منفی
نمایندة زنانه
روش اجرا.‏ هر آزمودنی بهطورانفرادي روي صفحه نمایشگر کامپیوتر ابتدا به دو آزمون تداعی
"
ضمنی و سپس به دو پرسش پاسخ داد.‏ اهمیت جنس با پرسش توصیف شما از زنانگی-‏
مردانگی خودتان،‏ در تصویري که از خودتان دارید چقدر اهمیت دارد؟ ‏(زنانگی-مردانگی نسبت
"
به سایر ابعاد وجود شما تا چه حد پررنگ است؟)‏ سنجیده شد و پاسخ آن از 1 تا 5 متغیر بود.‏
تمایل به شغلگزینی با پرسش
"
چقدر احتمال دارد
شغلیکه بعد از فراغت از تحصیل به آن
"
مشغول خواهید شد مستقیماً‏ به رشته فعلیتان مرتبط باشد؟ سنجیده شد و پاسخ آن از 0 تا 4
متغیر بود.‏ دادهها با استفاده از رگرسیون سلسلهمراتبی تحلیل شد.‏ در گام اول،‏ متغیرهاي
جنس،‏ تصور قالبی ضمنی،‏ و متغیر هویتی ‏(همانندسازي ضمنی با گروهرشتۀ خود/‏ اهمیت
جنس)،‏ در گام دوم،‏ تعاملهاي دوراهۀ این سه متغیر،‏ و در گام سوم،‏ تعامل سهراهۀ آنها وارد
شد.‏ اثر جنس،‏ نمایندة تعدیلگري جنس در رابطۀ تصور قالبی غیرشخصی و شغلگزینی،‏ اثر
تعاملی جنس×‏
تصور قالبی،‏
شغلگزینی،‏ اثر تعاملی جنس
×
نمایندة تعدیلگري جنس در رابطۀ تصور قالبی
هویتی،‏ متغیر
نمایندة تعدیلگري همزمان جنس و
شخصی و
متغیر
هویتی در رابطۀ تصورات قالبی غیرشخصی و شغلگزینی،‏ و تعامل سهراهه،‏ نمایندة تعدیلگري
همزمان جنس و متغیر هویتی در رابطۀ تصور قالبی شخصی و شغلگزینی است.‏ براي آزمودن
اثر تعدیلگري باید تعاملها بعد از اثرات ساده وارد شوند ‏(آیکن و وست،‏‎1991‎‏).‏
یافتهها
میانگین سن شرکتکنندگان
دانشکدههاي مهندسی کامپیوتر
صنایع
21/75
با انحراف معیار
1/62
(%75)، عمران
و مهندسی شیمی
سال بود.‏ گروه ریاضیفنّی از
،(%10/4) مکانیک ،(%2/1)
،(%6/2) هوافضا (%3/1)
و فیزیک
(%3/1)، و
گروه علومانسانی از دانشکدههاي روانشناسی
فصلنامه روانشناسی کاربردي/‏ سال 6/ شماره 2(22)/ تابستان 1391
112

و علومتربیتی
علومسیاسی
(%55/2)، علوماجتماعی
تاثیرپذیري از تصورات قالبی جنسیتی در ادامه تحصیل و شغلگزینی:‏ .....
(%27/1)، ادبیات و علومانسانی
(%11/5)
(%4/2)
بودند.‏ جدول 1 آمار توصیفی متغیرهاي پژوهش را ارائه میدهد.‏
و حقوق و
جدول 1.
آمار توصیفی شغلگزینی،‏ همانندسازي ضمنی با گروهرشتۀ خود
همانندسازي با گروهرشتۀ خود
تمایل به شغلگزینی در رشته
اهمیت جنس خود
زن ریاضی
میانگین
0/47
انحراف
معیار
0/38
مرد ریاضی
میانگین
0/54
انحراف
معیار
0/34
زن انسانی
میانگین
0/50
انحراف
معیار
0/38
و اهمیت جنس
مرد انسانی
میانگین
0/37
انحراف
معیار
0/41
1/10
1/13
2/77
3/46
1/13
1/00
3/08
3/60
0/92
1/20
3/29
3/37
0/90
1/03
3/29
3/43
از نظر همانندسازي ضمنی با گروهرشتۀ خود،‏ در گروه ریاضیفنّی
در گروه علومانسانی
شغلگزینی
(t(94)=0/90 ،p=0/371)
(t(94)=1/69 ،p=0/093)
در رشتۀ فعلی،‏
در
گروه ریاضیفنّی
و
تفاوتی بین زنان و مردان نبود.‏ از بابت تمایل به
(t(94)=0
،p=1)
انسانی و
،p=0/172)
(t(94)=1/38
دو جنس برابرند.‏ از بابت اهمیت جنس نیز در گروه ریاضیفنّی
،p=0/803)
(t(92)=0/25
و در انسانی
(t(94)=0/67 ،p=0/506)
زن و مرد تفاوتی نداشتند.‏
جدول 2. رگرسیون سلسلهمراتبی با متغیر ملاك شغلگزینی و تعدیلگر همانندسازي با گروهرشتۀ خود
متغیر پیشبین
جنس
تصور قالبی
همانندسازي
همانندسازي × تصور قالبی
همانندسازي × جنس
جنس × تصور قالبی
جنس × تصور قالبی ×
همانندسازي
تغییر مجذور R
بتا گام 1
- 0/04
گروه ریاضیفنّی
بتا گام 2
- 0/07
بتا گام 3
- 0/06
بتا گام 1
- 0/09
گروه علومانسانی
بتا گام 2
- 0/02
بتا گام 3
0 /001
0 /20
0 /01
0 /08
0 /05
- 0/04
0 /21
0/006
0/099
* p < 0 / 05
0 /14
- 0/06
*
0/28
0 /09
- 0/01
0/069
0/094
0 /09
0 /02
0/025
0/025
0 /04
- 0/12
0 /14
*
0/34
0 /01
- 0/07
0/003
0/091
0 /06
- 0/11
0 /09
*
0/34
- 0/01
0/066
0/089
0 /10
0 /12
0/022
0/022
مجذور R
2، بنابر جدول
در گروه علومانسانی،‏ تنها تعامل همانندسازي و تصور قالبی در گام دوم معنادار
است که با ورود تعامل سهراهه در گام سوم غیرمعنادار شد.‏ اما در گروه ریاضیفنّی تعامل
همانندسازي و جنس پیشبین معناداري براي شغلگزینی است.‏ درحالیکه همبستگی بین
113

پگاه نجات و جواد حاتمی
همانندسازي ضمنی با گروهرشتۀ خود و تمایل به شغلگزینی در آن،‏ در زنان ریاضی منفی و
غیرمعنادار است
-0/12 ،p=0/413)
=r)، در مردان ریاضی مثبت و معنادار است
،p=0/01)
.(r=0/37 جدول 3
متغیر پیشبین
جنس
تصور قالبی
اهمیت جنس
بیانگر نتایج تحلیلهاي رگرسیون با تعدیلگر اهمیت جنس است.‏
جدول 3. رگرسیون سلسلهمراتبی با متغیر ملاك شغلگزینی و تعدیلگر اهمیت جنس
اهمیت جنس×‏ تصور قالبی
اهمیت جنس × جنس
جنس × تصور قالبی
جنس × تصور قالبی ×
اهمیت جنس
تغییر مجذور R
بتا گام 1
- 0/06
گروه ریاضیفنّی
بتا گام 2
- 0/07
بتا گام 3
- 0/08
بتا گام 1
- 0/08
گروه علومانسانی
بتا گام 2
- 0/04
بتا گام 3
- 0/02
0 /14
*
-0/31
0/45
- 0/10
0 /04
*
-0/67
*
0/065
*
0/152
* p < 0 / 05
0 /25
- 0/21
- 0/12
- 0/07
- 0/09
0/013
0/088
0 /14
*
-0/23
0/075
0/075
0 /07
- 0/10
- 0/26
0 /05
0 /05
0 /09
0/004
0/051
0 /07
- 0/06
-0/20
0 /05
0 /05
0/045
0/048
0 /11
- 0/03
0/013
0/013
مجذور R
بنابر جدول 3،
درحالیکه در گروه ریاضیفنّی در گام آخر،‏ هیچیک از متغیرها پیشبین معناداري
براي شغلگزینی نبودند،‏ در گروه انسانی،‏ اهمیت جنس و تعامل سهراهه پیشبینهاي معناداري
شدند.‏ براي پیگیري اثر این تعامل سهراهه در گروه علومانسانی،‏ از روش تحلیل شیبهاي ساده
‏(آیکن و وست،‏ 1991) استفاده شد.‏ همچنین اثر اصلی اهمیت جنس معنادارست و بیانگر وجود
رابطۀ منفی بین اهمیت جنس و شغلگزینی در گروه انسانی است.‏
گروه
زنان
جدول 4. معادلات رگرسیون براي اهمیت جنس بالا و پایین به تفکیک دو جنس
مردان
اهمیت جنس
یک انحراف استاندارد بالاتر از میانگین
یک انحراف استاندارد پایینتر از میانگین
یک انحراف استاندارد بالاتر از میانگین
یک انحراف استاندارد پایینتر از میانگین
معادلۀ رگرسیون حاصل
Y’ = +0/594X + 2/675
Y’ = -0/306X + 3/375
Y’ = -0/101X + 2/489
Y’ = +0/487X + 3/491
جدول 4
معادلۀ رگرسیون پیشبینی تمایلبه شغلگزینی از روي تصور قالبی ضمنی در هریک از
دو جنس را در اهمیت جنس یک انحراف استاندارد بالاتر و پایینتر از میانگین نشان میدهد.‏
فصلنامه روانشناسی کاربردي/‏ سال 6/ شماره 2(22)/ تابستان 1391
114

یفنّ‏
تاثیرپذیري از تصورات قالبی جنسیتی در ادامه تحصیل و شغلگزینی:‏ .....
شکل 1- رابطۀ تصور قالبی و شغلگزینی در مردان
شکل 1- رابطۀ تصور قالبی و شغلگزینی در زنان
1 شکل
نشان میدهد در مردان رشتۀ انسانی پایین بودن اهمیت جنس با مثبتتر بودن رابطۀ
بین تصور قالبی ضمنی و تمایل به شغلگزینی در رشتۀ فعلی همراه است.‏ شکل
نشان 2
میدهد در زنان رشتۀ انسانی که اهمیت جنس برایشان بالا بود،‏ رابطۀ تصور قالبی و تمایل به
شغلگزینی مثبتتر از آن زنان انسانی است که جنسشان اهمیت کمی برايشان دارد.‏
بحث و نتیجهگیري
در پژوهش حاضر از دو گروهرشتۀ ریاضیفنّی و علوم انسانی،‏ دانشجویان دختر و پسري شرکت
نمودند که بنابه یافتهها،‏ به طور مساوي با گروهرشتۀ خود همانندسازي مینمایند.‏ با این حال،‏
تصور قالبی جنس-رشته،‏ ریاضیفنّی را مردانه و انسانی را زنانه میداند.‏ پژوهش حاضر در صدد
بود دریابد چگونه مقاصد شغلی دانشجویان از این تصورات متاثر میشود.‏
نتایج نشان داد در گروه ریاضی
داشتند ‏(رد فرضیۀ
115
،
.(1-1
همچنین فرضیۀ
زنان و مردان تمایل برابر به شغلگزینی در رشتۀ خود
1-2
شغلگزینی توسط جنس رد شد.‏ علاوه بر این،‏ برخلاف فرضیۀ
دال بر تعدیلگري رابطۀ تصور قالبی شخصی و
2-3
اهمیت جنس تعدیلگر
معناداري براي اثرات تصورات قالبی شخصی و غیرشخصی نبود.‏ با اینحال،‏ وقتی همانندسازي
ضمنی با گروهرشتۀ خود بهعنوان تعدیلگر اثرات تصورات قالبی بهکار رفت،‏ جنس و
همانندسازي بهطور مشترك اثر مفروض تصور قالبی غیرشخصی را بر شغلگزینی تعدیلگري
نمودند.‏ بنابراین بخشی از فرضیۀ
1-3
تایید شد.‏ درحالیکه در مردان ریاضی با افزایش
همانندسازي ضمنی با گروهرشته،‏ تمایل به شغلگزینی در آن افزایش یافت اما در زنان،‏
همانندسازي رابطهاي با شغلگزینی در رشته نداشت.‏ براساس پژوهشهاي پیشین،‏ بهطورکلی
همانندسازي با یک گروهرشته با بروندادهاي بهتر در آن رابطه دارد ‏(اسمیت و وایت،‏ ‎2001‎؛

پگاه نجات و جواد حاتمی
نوزك و همکاران،‏
(1997) استیل .(2002
نیز همانندسازي با حوزه را براي تأمین انگیزش
موفقیت لازم دانسته است.‏ با توجه به این پیشینه،‏ نتیجۀ بهدست آمده در پژوهش حاضر را
میتوان چنین تبیین نمود که در مورد مردان،‏ همانندسازي ضمنی قويتر با ریاضی،‏ تصورات
قالبی
غیرشخصی
مردانهبودن ریاضی را در مورد
آنها
کاربردپذیرتر
میکند،‏
اثر در نتیجه،‏
اجتماعی مزیت تصور قالبی با اثر مثبت شناخته شدة همانندسازي همجهت شده و این رابطه را
محکم
میکند.‏ اما درمقابل براي زنان،‏ همانندسازي ضمنی قويتر با ریاضی،‏ تصورات قالبی
غیرشخصی زنانه نبودن ریاضی را در مورد آنها کاربردپذیرتر میکند،‏ که در نتیجۀ آن اثر
منفی تهدید تصور قالبی در خلاف جهت اثر مثبت شناخته شدة همانندسازي عمل و آن را
خنثی میکند.‏ در اینجا میتوان اثر مضر تصورات قالبی اجتماعی را در مورد زنان مشاهده کرد.‏
از یکسو در حالیکه در مردان ریاضی،‏ آنهایی که در آینده بهکار در این گروهرشته میپردازند
همانهایی هستند که نسبت به دیگر همقطاران خود همانندسازي بیشتري با رشتۀ خود دارند،‏
اما در زنان ریاضی،‏ به جهت نامرتبط بودن همانندسازي با رشته و تمایل به شغلگزینی در آن،‏
زنانی که بهکار در این رشته میپردازند لزوماً‏ صاحبان همانندسازيهاي بالاتر نسبت به دیگر
زنان ریاضی نیستند.‏ بنابراین،‏ علاوه بر اینکه زنان صاحب بالاترین همانندسازيها ضربه می-‏
بینند و نهایت استفاده از پتانسیل آنها نمیشود،‏ تصورات قالبی جامعه نیز امکان نقض شدن
نمییابد،‏ چرا که نظر به ارتباط تنگاتنگ همانندسازي با یک گروهرشته با تعهد،‏ انگیزش و
عملکرد در آن،‏ برونداد آیندة زنانی که همانندسازي کمتر با حوزهشان دارند ضعیفتر است و
لذا این تصور که زنان در ریاضی ناتوانند تایید شده و تداوم مییابد.‏ بهطورخلاصه،‏ بهرغم اینکه
بنابر نتایج پژوهش،‏ میانگین کلی تمایل زنان و مردان سرآمد ریاضی به تداوم شغل در ریاضی
تفاوتی با هم ندارد،‏ اما مکانیزم اثرپذیري تمایل به شغلگزینی در رشته از تصورات قالبی و نیز
تبعات آیندة آن براي دو جنس متفاوت است.‏
.(2-1
در گروه علومانسانی،‏ زنان و مردان تمایل برابر به شغلگزینی در رشتۀ خود داشتند ‏(رد فرضیۀ
همچنین فرضیۀ
2-2
جنس رد شد.‏ علاوهبراین،‏ برخلاف پیشبینی فرضیۀ
دالبر تعدیلگري رابطۀ تصور قالبی شخصی و شغلگزینی توسط
،1-3
همانندسازي گروهرشتهاي ضمنی با
گروهرشتۀ خود تعدیلگر معناداري براي اثرات تصورات قالبی شخصی و غیرشخصی نبود.‏ با این
حال،‏ وقتی اهمیت جنس بهعنوان تعدیلگر اثرات تصورهاي قالبی بهکار رفت،‏ جنس و اهمیت
جنس بهطور مشترك اثر تصورقالبی شخصی را بر شغلگزینی تعدیلگري کردند.‏ بنابراین بخشی
از فرضیۀ 2-3 تایید شد.‏ درحالیکه در زنان انسانی با بالارفتن اهمیت جنس،‏ تصور قالبی شخصی
زنانهبودن علومانسانی رابطۀ مثبتتري با شغلگزینی در رشته یافت،‏ در مردان تصور قالبی
شخصی مذکور رابطۀ منفیتري با شغلگزینی پیدا کرد.‏ یافتۀ دیگري که نیز در نتایج مشاهده
فصلنامه روانشناسی کاربردي/‏ سال 6/ شماره 2(22)/ تابستان 1391
116

شد،‏
تاثیرپذیري از تصورات قالبی جنسیتی در ادامه تحصیل و شغلگزینی:‏ .....
اثر اصلی منفی و معنادار اهمیت جنس در شغلگزینی بود که آنرا میتوان به الگوهاي نقش
جنسی نسبت داد.‏ ممکن است زنان و مردان علومانسانی که اهمیت کمتري به جنسیت خود
میدهند،‏ کمتر احساس فشار کنند که از الگوهاي قالبی مرتبط با جنس خود،‏ یعنی ازدواج و
خانه نشینی براي دختران و کار آزاد غیرعلمی براي پسران تبعیت کنند.‏
در تبیین نتایج بهدستآمده،‏
پاسخ به سه سؤال
کلیدي است.‏
چرا اولاً‏
در مورد گروه
ریاضیفنّی اثر تصورات قالبی غیرشخصی معنادار بود اما در گروه انسانی اثر تصورات قالبی
شخصی؟ پاسخ این سوال را میتوان در آمارهاي تحصیلی و عدم تقارنی که در آنها مشاهده
میشود جستجو نمود،‏ زیرا اگرچه تعداد زنان در ریاضیفنّی همیشه کمتر از مردان بوده،‏ اما
تعداد مردان در علومانسانی همیشه کمتر از زنان نبوده است و تنها اخیراً‏ رو به کاهش گذارده
است.‏ نسبت پذیرفتهشدگان کارشناسی مرد به زن مراکز آموزش عالی وابسته به وزارت علوم،‏
تحقیقات و فناوري،‏ در فاصلۀ سالهاي
و در گروه علومانسانی
نیز علمی
1374
تا 1387، در گروه علوم مهندسی از
1/5 به 4/8
0/48 به از 1/5
رسیده است.‏ آمار دانشجویان مقطع دکترا و اعضاي هیئت
دلالتبر آن دارد که در هر دو گروهرشته،‏ و البته در گروه
ریاضیفنّی
چشمگیرتر،‏ هنوز اکثریت با مردان است ‏(موسسه پژوهش و برنامهریزي آموزش عالی،‏
بهطور
.(1389
وضعیت مشابهی در آمار جهان وجود دارد ‏(استیل و همکاران،‏ ‎2007‎؛ جانعلی زاده چوبدستی،‏
مقیمی و امینی،‏
داد.‏
.(1387
همچنین،‏ مطالعۀ نجات،‏ پورنقاش تهرانی و حاتمی
(1390)
نشان داد
از نظر دانشجویان تهرانی،‏ تصور قالبی مردانه بودن ریاضیفنّی قویتر از تصور زنانه بودن علوم-‏
انسانی و بیشتر از آن مورد اجماع گروههاي مختلف است.‏ براساس این اطلاعات میتوان گفت
درحالیکه تصور قالبی مردانه بودن ریاضیفنّی در فضاي اجتماعی دیرینه و چگال است،‏ تصور
زنانه بودن علومانسانی چنین نیست.‏ گواه دیگر براي این نتیجهگیري،‏ حجم عمدة پژوهشهاي
انجام شده در مورد علتهاي ضعف زنان در ریاضیفنّی نسبت به ضعف مردان در علومانسانی
است.‏ نظر به چگال بودن تصور ضعف زنان در ریاضی،‏ حتی اگر در خود فرد هم این باور وجود
نداشته باشد،‏ این تصورات همچنان اثرگذارند،‏ در حالیکه در مورد مردان انسانی تنها وقتی قادر
به اثرگذاري است که خود فرد باور مربوطه را داشته باشد.‏ بنابراین،‏ اگرچه تصور قالبی مردانه
بودن ریاضی اغلب همراه با زنانه بودن انسانی بهکار رفته است،‏ بهویژه در پژوهشهایی که با
استفاده از ابزاري نسبی انجام شدهاند ‏(مانند نوزك و همکاران،‏ 2002)، اما نتایج پژوهش حاضر
تفاوتهایی را بین تجربۀ زنان ریاضی و مردان انسانی،‏ و بین زنان انسانی و مردان ریاضی نشان
در مطالعۀ
استیل و همکاران
نیز (2002)
برخلاف زنان،‏
مردان در رشتههاي
جنس
مخالف-غالب احساس تهدید بیشتري نسبت به مردان در رشتههاي همجنس-غالب نداشتند.‏
117

پگاه نجات و جواد حاتمی
سؤال دوم این است چرا در گروه ریاضیفنّی همانندسازي گروهرشتهاي ضمنی تعدیلگر
معنادار براي اثر تصور قالبی بود اما اهمیت جنس خیر،‏ درحالیکه در گروه علومانسانی اهمیت
جنس تعدیلگر معنادار بود اما همانندسازي گروهرشتهاي ضمنی خیر؟ ریشۀ این یافته را می-‏
توان در همان عدمتقارنی که در بالا اشاره شد پیگیري کرد.‏ اینکه بهرغم شیوع تصور ضعیفتر
بودن زنان و قویتر بودن مردان در ریاضیفنّی و دیرینه و قوي بودن آن،‏ تصور معادل آن،‏ یعنی
ضعیفتر بودن مردان و قویتر بودن زنان در علومانسانی چنین نیست.‏ بنابراین،‏ زن ریاضی تعلق
خود را به ریاضی در معرض تهدید میبیند،‏ اما در مقابل مرد انسانی تعلق خود را به گروه
انسانی در معرض تهدید نمیبیند،‏ چرا که همجنسان وي سالها در این گروهرشته بودهاند و
نظر به وجود بزرگان مرد این گروهرشته خوب هم درخشیدهاند.‏ اما چیزي که مرد انسانی را
نگران میکند در معرض خطر بودن مردانگی وي است؛ البته نه به این خاطر که در حال حاضر
در گروه انسانی تعداد مردان از زنان کمتر شده است،‏ بلکه به این دلیل که در میان خود مردان،‏
فراوانی نسبی مردان در گروه علومانسانی کمتر از گروه ریاضیفنّی است،‏ و این حقیقت آماري
باسابقهاي
است.‏ مراجعه به آمار پذیرفتهشدگان کارشناسی نشان میدهد حتی در زمانی که
تعداد مردان در علومانسانی بیشتر از زنان بود نیز،‏ فراوانی نسبی آنها از مردان ریاضی کمتر بود.‏
براي نمونه،‏ در سال
مهندسی،‏ و در سال
1375-76
فراوانی نسبی مردان در علومانسانی
%80 در مقابل %52
%44 ،1377-78
‏(موسسه پژوهش و برنامهریزي آموزش عالی،‏
تهدید نه علوم انسانی بودن،‏ بلکه مرد بودن است.‏
در علوم انسانی در مقابل
%78
.(1389
در
در مهندسی بوده است
بنابراین،‏ براي مرد انسانی،‏ هویت مورد
پاسخ دیگر براي این سؤال ، غیرمستقیم بودن
سنجش همانندسازي گروهرشتهاي درمقابل مستقیم بودن اهمیت جنس در این پژوهش است،‏
که این احتمال را که شناختهاي دو حوزة آشکار و ضمنی،‏ در فرآیندهاي متمایزي درگیر
باشند،‏ مطرح مینماید،‏ همچنانکه اندازههاي ضمنی و آشکار اعتبار پیشبین افزایشی نشان
دادهاند ‏(گرینوالد،‏ پولمن،‏ اولمن و بناجی،‏ 2009).
سومین سؤال این است که چرا جنس در هیچ کدام از دو گروه ریاضیفنّی و علومانسانی
تعدیلگر معناداري در رابطۀ تصورات قالبی و شغلگزینی در رشته نشد؟ علت این مشاهدات را
میتوان به سرآمد بودن دانشجویان هدف در این پژوهش نسبت داد.‏ این افراد،‏ اعم از زن و مرد
در ریاضیفنّی یا علومانسانی،‏ تا به آن میزان با گروهرشتۀ خود همانندسازي داشتهاند که براي
ورود به آن در زمرة بهترینها قرار گیرند.‏
بنابراین،‏
میتوان
پذیرفت
در مقایسه با جمعیت
عمومی دانشجویان،‏ انگیزش و تعهد بیشتري نسبت به موفقیت در رشتهشان داشته باشند.‏ از
سوي دیگر،‏ به دلیل اولویتی که معمولاً‏ از سوي مسئولان در انتخاب این افراد براي جایگاههاي
شغلی اعمال میشود،‏
خودکارآمدي و
ادراك بالایی از احتمال موفقیت
خود در کسب این
فصلنامه روانشناسی کاربردي/‏ سال 6/ شماره 2(22)/ تابستان 1391
118

سجن
تاثیرپذیري از تصورات قالبی جنسیتی در ادامه تحصیل و شغلگزینی:‏ .....
جایگاهها دارند.‏ از این رو در کل،‏ اثر عوامل انگیزشی و خودکارآمدي به حدي بالا بوده که اثر
سادة باورهاي قالبی غیرشخصی را بپوشاند.‏ اما در مورد عدم تعدیلگري جنس در رابطۀ تصور
قالبی شخصی و شغلگزینی،‏ معنادار نشدن همبستگیها بر اثرکوچک بودن بازة تغییر متغیر
شغلگزینی،‏ یک علت احتمالی است.‏ پژوهشهاي قبلی که در آنها جنس تعدیلگر معنادار بوده
است از گروههاي عامتري استفاده کردهاند ‏(مانند دانشجویان درس روانشناسی مقدماتی در
مطالعۀ نوزك و همکاران،‏
.(2002
(2011)
که است
همسو است،‏ که در آن
البته،‏ نتایج پژوهش حاضر با یافتۀ لین،‏ گاه و درایور-لین
برخلاف شرکتکنندگان اروپایی-امریکایی،‏ در آسیایی و
آسیایی-امریکاییها رابطهاي بین عقیدة قالبی شخصی و تمایل به تداوم رشته مشاهده نشد.‏ به
گفتۀ نویسندگان ممکن است در یک فرهنگ معین ویژگیهایی وجود داشته باشد که اثرگذاري
تصورات قالبی ضمنی را خنثی کنند.‏ شناسایی دقیق این عوامل نیازمند پژوهش بیشتر است.‏
یک محدودیت پژوهش حاضر آن است که ابعاد محدودي از همانندسازي،‏ چه درمورد
ابعاد
و
چه گروهرشته،‏ در آن سنجیده شده است.‏ اما همانندسازي با گروههاي اجتماعی مفهومی پیچیده
را همانندسازي
دارد.‏ مختلفی
ضروري است پژوهشهاي
تعامل نحوة بعدي
هریک از ابعاد
با تصورات قالبی در تاثیرگذاري بر بروندادهاي رفتاري بررسی نمایند.‏
محدودیت دیگر به ماهیت نسبی ابزار مورداستفاده،‏ یعنی آزمون تداعی ضمنی مربوط میشود.‏
ازآنجا که در این آزمون دستهها بهطور زوجی ارائه میشوند،‏ لذا مردانهبودن ریاضی و زنانهبودن
انسانی معادل فرض شده و به یک شکل اندازهگیري میشوند،‏ همچنانکه زنانه بودن ریاضی و
مردانه بودن انسانی.‏ با این حال،‏ نظر به نامتقارنی بیان شده در مورد تصورات قالبی غیرشخصی
مردانه بودن ریاضی و زنانه بودن انسانی،‏ این احتمال به ذهن خطور میکند که در تصورات
قالبی شخصی نیز عدم تقارن مشابهی وجود داشته باشد.‏ پیشنهاد میشود پژوهشهاي بعدي
براي اندازهگیري ضمنی،‏ ابزارهایی را بهکار گیرند که توان سنجش جداگانۀ این دو تصور را
1
داشته باشد،‏ نظیر آزمون تداعی برو-نرو ‏(نوزك و بناجی،‏ 2001).
انتخاب شغل تصمیم پیچیدهاي است که عوامل متعددي در آن دخیلاند.‏ پژوهش فعلی
نقش عواملی چون انگیزش،‏ سبک انتساب موفقیت،‏ و الگوهاي نقش جنسی را که ممکن است
بخش دیگري از واریانس تمایل به شغلگزینی در رشته را تبیین نمایند،‏ بررسی نکرده است.‏
کنکاش در این عوامل به پژوهشهاي آتی واگذار میشود.‏
نتایج پژوهش حاضر در طرحریزي مداخلههایی بهمنظور کاهش اثرات منفی تصورات قالبی
جنس-رشته در دانشجویان زن ریاضیفنّی و مرد علومانسانی کاربرد دارد.‏ نظر به تمایزهاي
مشاهدهشده میان دو گروه علومانسانی و ریاضیفنّی،‏ درحالیکه راهبرد مورد استفاده براي گروه
1. the go/no-go association task
119

پگاه نجات و جواد حاتمی
ریاضیفنّی باید متوجه بافت یا محیط دربرگیرندة افراد هدف باشد،‏ در گروه علومانسانی باید
روي تصحیح تصورات قالبی خود افراد هدف تمرکز کرد.‏ نتایج پژوهش حاضر،‏ حتی در مرحلۀ
انتخاب افراديکه درمعرضخطر بیشتري هستند نیز میتواند مفید باشد،‏ چرا که در گروه ریاضی
فنّی باید بر کسانی تمرکز نمود که همانندسازي بیشتري با گروهرشتۀ خود دارند،‏ درحالیکه در
گروه علومانسانی اهمیت جنس فرد نزد وي ملاك مناسبتري براي انتخاب است.‏
منابع
جانعلیزاده چوبدستی،‏ حیدر.،‏ مقیمی،‏ اعظم.،‏ و امینی،‏ مجید.‏ (1387). مطالعه جنسیت و علم:‏ بررسی
پژوهشها در ایران و جهان.‏ نشریه علمی پژوهشی آموزش عالی ایران.‏ زمستان،‏ 1(3): 83-112.
موسسۀ پژوهش و برنامهریزي آموزش عالی (1389). گزیده آمار آموزش عالی.‏
.http://www.irphe.ir/FA/Statistics/Gozide.aspx
نجات،‏ پگاه.‏ (1390). بررسی رابطۀ تصور قالبی و سازههاي هویتی ضمنی و آشکار با هم و با شاخصهاي
رفتاري در دانشجویان ریاضی-فنّی و علومانسانی در ایران.‏ پایاننامۀ کارشناسیارشد.‏ رشته روانشناسی
عمومی،‏ دانشکدة روانشناسی و علومتربیتی،‏ دانشگاه تهران.‏
نجات،‏ پگاه.،‏ پورنقاش تهرانی،‏ سید سعید.،‏ و حاتمی،‏ جواد.‏ (1390). تصورات قالبی جنسیتی مرتبط با
گروهرشتههاي تحصیلی مختلف در ذهن دانشجویان ایرانی.‏ فصلنامۀ پژوهشهاي روانشناسی
اجتماعی،‏ پاییز،‏ 1(3): 1-18.
هاشمیپور،‏ حمید.‏
.(1390)
آمادهسازي نرمافزار تداعی ضمنی عزتنفس و بررسی ویژگیهاي روان-‏
سنجی آن.‏ پایاننامۀ کارشناسیارشد.‏ رشته روانشناسیعمومی،‏ دانشکدة علومتربیتی و روانشناسی،‏
دانشگاه شهیدبهشتی.‏
Aiken, L. S., & West, S. G. (1991). Multiple Regression: Testing and interpreting
interactions. Newbury Park, CA: Sage.
Davies, P. G., Spencer, S. J., Quinn, D. M. & Gerhardstein, R. (2002). Consuming
Images: How Television Commercials That Elicit Stereotype Threat Can
Restrain Women Academically and Professionally. Personality and Social
Psychology Bulletin, 28(12): 1615-28.
Delisle, M. N., Guay, F., Senécal, C., & Larose, S. (2009). Predicting stereotype
endorsement and academic motivation in women in science programs: A
longitudinal model. Learning and Individual Differences, 19(4): 468-475.
Greenwald, A. G., & Banaji, M. R. (1995). Implicit social cognition: Attitudes, selfesteem,
and stereotypes. Psychological Review, 102(1): 4-27.
Greenwald, A. G., McGhee, D. E., & Schwartz, J. K. L. (1998). Measuring
individual differences in implicit cognition: The Implicit Association Test.
Journal of Personality and Social Psychology, 74(6): 1464-1480.
فصلنامه روانشناسی کاربردي/‏ سال 6/ شماره 2(22)/ تابستان 1391
120

تاثیرپذیري از تصورات قالبی جنسیتی در ادامه تحصیل و شغلگزینی:‏ .....
Greenwald, A. G., Nosek, B. A., & Banaji, M. R. (2003). Understanding and using
the Implicit Association Test: I. An improved scoring algorithm. Journal of
Personality and Social Psychology, 85(2): 197-216.
Greenwald, A. G., Poehlman, T. A., Uhlmann, E. L., & Banaji, M. R. (2009).
Understanding and using the Implicit Association Test: III. Meta-analysis of
predictive validity. Journal of personality and social psychology, 97(1): 17-41.
Harris, R. J. (1985) A Primer of Multivariate Statistics (2nd edn). New York:
Academic Press.
Inzlicht, M. and Ben-Zeev, T. (2000). A threatening intellectual environment: why
females are susceptible to experiencing problem-solving deficits in the presence
of males. Psychological Science, 11(5): 365–71.
Kiefer, A. K., Sekaquaptewa, D. (2007). Implicit Stereotypes, Gender Identification
and Math-Related Outcomes. Psychological Science, 18(1): 13-18.
Lane, K. A., Goh, J. X., Driver-Linn, E. (2011). Implicit science stereotypes mediate
the relationship between gender and academic participation. Sex Roles, Doi:
10.1007/s11199-011-0036-z.
Lippmann, W. (1922) Public Opinion. New York: The Free Press (First Free Press
Paperback Edition, 1965).
Murphy, M. C., Steele, C. M. & Gross, J. J. (2007). Signaling threat: how situational
cues affect women in math, science, and engineering settings. Psychological
Science, 18(10): 879-85.
National Science Foundation. (2008). Women, minorities, and persons with
disabilities in science and engineering. Retrieved from
http://www.nsf.gov/statistics/wmpd/pdf/tabc-4.pdf.
Nosek, B. A., & Banaji, M. R. (2001). The Go/No-go association task. Social
Cognition, 19(6): 625–666.
Nosek, B. A., Banaji, M. R. & Greenwald, A. G. (2002). Math = Male, Me =
Female, Therefore Math ≠ Me. Journal of Personality and Social Psychology,
83(1): 44-59.
Nosek, B. A., Smyth, F. L., Sriram, N., Lindner, N. M., Devos, T., Ayala, A. et. al.
(2009). National differences in gender-science stereotypes predict national sex
differences in science and math achievement. Proceedings of the National
Academy of Sciences, 106(26), 10593–10597.
Rosenbloom, J. L., Ash, R. A., Dupont B., & Coder, L. (2008). Why are there so
few women in information technology? Assessing the role of personality in
career choices. Journal of Economic Psychology, 29(4), 543-554.
Schmader, T. (2002). Gender Identification Moderates Stereotype Threat Effects on
Women’s Math Performance. Journal of Experimental Social Psychology, 38(2):
194–201.
Schmader, T., Johns, M., & Barquissau, M. (2004). The Costs of Accepting Gender
Differences: The Role of Stereotype Endorsement in Women’s Experience in the
Math Domain. Sex Roles, 50(11): 11 & 12.
Schneider, D. J. (2004). The Psychology of Stereotyping. New York: The Guilford
Press.
Smith, J. L., White, P. H. (2001). Development of the Domain Identification
Measure: A Tool for Investigating Stereotype Threat Effects. Educational and
Psychological Measurement, 61(6): 1040–1057.
121

پگاه نجات و جواد حاتمی
Spencer, S.J., Steele, C. M. & Quinn, D. M. (1999). Stereotype Threat and Women’s
Math Performance. Journal of Experimental Social Psychology, 35(1): 4-28.
Steele, C. M. (1997). A threat in the air: How stereotypes shape the intellectual
identities and performance. American Psychologist, 52(6): 613– 629.
Steele, J., James, J., & Barnett, R. (2002). Learning in a man's world: Examining the
perceptions of undergraduate women in male-dominated academic areas.
Psychology of Women Quarterly, 26(1), 46-50.
Steele, J. R., Reisz, L., Williams, A., & Kawakami, K. (2007). Women in
mathematics: Examining the hidden barriers that gender stereotypes can impose.
In R. Burke & M. Mattis (Eds.), Women and minorities in science, technology,
engineering and mathematics: Upping the numbers (pp.159-183). Edward Elgar.
Steffens, M. C. & Jelenec, P. (2011). Separating Implicit Gender Stereotypes
regarding Math and Language: Implicit Ability Stereotypes are Self-serving for
Boys and Men, but not for Girls and Women. Sex Roles, 64(5): 324-35.
Walton, G. M., Cohen, G. L. (2003). Stereotype Lift. Journal of Experimental Social
Psychology, 39(5): 456-467.
فصلنامه روانشناسی کاربردي/‏ سال 6/ شماره 2(22)/ تابستان 1391
122