نقش میانجی مالکیت روانشناختی مثبت در تأثیرگذاری جوّ توسعۀ منابع انسانی بر رفتار تسهیم دانش

نویسنده

استادیار گروه مدیریت بازرگانی، دانشکده مدیریت و حسابداری، دانشگاه علامه طباطبائی، تهران، ایران

چکیده

این پژوهش با هدف بررسی نقش مالکیت روانشناختی مثبت در تأثیرگذاری جوّ توسعۀ منابع انسانی بر رفتار تسهیم دانش انجام شد. کارکنان شرکت فرودگاه‌ها و ناوبری هوایی ایران، جامعۀ آماری پژوهش را تشکیل دادند که نمونۀ تصادفی ساده با حجم 264 نفر از آنها انتخاب شد. برای سنجش جوّ توسعۀ منابع انسانی از مقیاس ارائه‌شدۀ رائو و آبراهام استفاده شد که سه بعد جوّ حمایتی توسعۀ منابع انسانی، مکانیسم‌های توسعۀ منابع انسانی و مؤلفه‌های فرهنگی هفت‌گانۀ توسعۀ منابع انسانی را مشخص کرد. تسهیم دانش با استفاده از مقیاس ارائه‌شدۀ ون‌دن‌هوف و ون‌وینن سنجیده شد که لین آن را تعدیل کرد. برای سنجش مالکیت روانشناختی مثبت نیز از پرسشنامة مالکیت روانشناختی ون‌داین و پیرس استفاده شد. مدل مفهومی پژوهش با استفاده از روش مدل‌یابی معادلات ساختاری تجزیه و تحلیل شد. یافته‌های پژوهش ضمن تأیید برازش مطلوب مدل پژوهش نشان دادند جوّ توسعۀ منابع انسانی تأثیر مثبت و معنی‌داری بر رفتار تسهیم دانش دارد و مالکیت روانشناختی مثبت نیز در این رابطه نقش میانجی دارد؛ بنابراین، تأکید بر مؤلفه‌های هر یک از ابعاد جوّ توسعۀ منابع انسانی می‌تواند موجب شکل‌گیری احساس مالکیت روانشناختی مثبت در کارکنان شود و درنهایت رفتارهای مثبت‌گرایانۀ سازمانی ازجمله رفتار تسهیم دانش را تقویت کند.

کلیدواژه‌ها


عنوان مقاله [English]

Mediating Role of Positive Psychological Ownership in the Effect of Human Resource Development Climate on Knowledge Sharing Behavior

نویسنده [English]

  • Mehdi yazdanshenas
Assistant Professor, Department of Business Management, Faculty of Management and Accounting, Allameh Tabataba`i University, Tehran, Iran.
چکیده [English]

Present research has been done in order to investigate the role of positive psychological ownership in the effect of human resource development climate on knowledge sharing behavior. Statistical population consisted of the employees of the Iran Airports and Air Navigation Company which 264 employees were selected from them as a random sample. For measuring human resource development climate, the scale provided by Rao & Abraham was used that determines three dimensions of it as supportive climate of human resource development, human resource development mechanisms, and seven cultural attributes of human resource development. Knowledge sharing was measured by scale provided by Vanden Hoof & VanWinen which has been adjusted by Lin. Also, psychological ownership was measured by VanDyne & Pierce questionnaire. Collected data were analyzed by structural equation modeling. Findings confirmed the favorable fitness of research model and also show that human resource development climate has a positive and significant effect on knowledge sharing behavior and psychological ownership plays the mediating role in this relationship. Therefore, emphasizing on all dimensions of human resource development climate can lead to creation of positive psychological ownership in employees and finally can reinforce positive organizational behaviors such as knowledge sharing behavior.

کلیدواژه‌ها [English]

  • positive psychological ownership
  • human resource development climate
  • knowledge sharing behavior

مقدمه

در عصر دانش و اقتصادهای دانش‌بنیان، مدیریت دانش توجه زیادی را در مباحث سازمان و مدیریت به خود جلب کرده است و چنین استدلال می‌شود که سازمان‌ها باید تمامی تلاش خود را به کار گیرند تا دانش به مؤثرترین شکل ممکن مدیریت شود. مدیریت دانش به اقدامات سازمان برای ایجاد، تسهیم و کاربرد دانش در سازمان اشاره دارد (کیم و کو، 2014)؛ با این حال، بدون به اشتراک گذاشتن دانش و تسهیم آن نمی‌توان استفادۀ کاملی از آن به عمل آورد (لین، لین و یه، 2015). بسیاری از اندیشمندان معتقدند مهم‌ترین چالش در موفقیت مدیریت دانش، تمایل اعضا برای تسهیم دانش خود با دیگران است (چامگ، سیتون، کوک و دینگ، 2016). امروزه رفتار تسهیم دانش، یکی از رفتارهای فرانقش و در قالب رفتار سازمانی مثبت‌گرا درنظر گرفته می‌شود. رفتار سازمانی مثبت‌گرا نیز کاربرد اصلی روانشناسی مثبت در بحث مدیریت سازمان‌ها و به‌ویژه مدیریت منابع انسانی است (لوتانز و یوسف، 2007). روانشناسی مثبت‌گرا بر عملکرد بهینۀ انسان متمرکز است و هدف نهایی خود را شناسایی سازه‌ها و شیوه‌هایی می‌داند که درنهایت بهزیستی انسان را به همراه دارد (یزدان شناس، 1395). رفتار تسهیم دانش، یک نوع رفتار سازمانی مثبت و عدم‌تسهیم دانش، یک نوع رفتار سازمانی مخرب در نظر گرفته می‌شوند (پنگ و پیرس، 2015). تسهیم دانش با هدف خلق دانش جدید از راه تشریک مساعی افراد و هم‌افزایی حاصل از ترکیب تجربه‌ها و پیش‌زمینه‌های اعضای سازمان امکان‌پذیر است (تقوی‌فرد، آقاخانی و رضایی‌نور، 1394). بنابراین، رفتار تسهیم دانش نقش مهمی در خلق دانش جدید دارد که برای اثربخشی سازمان‌ها ضرورتی انکارناپذیر دارد (نوناکا و تاکیوچی، 1995). از طرف دیگر، در دنیای بسیار پیچیده و پویای امروز کسب‌وکار، علاوه بر جذب و به‌کارگیری بهترین استعدادها، تأثیرگذاری بر ادراکات و ذهنیت‌های کارکنان اهمیت فوق‌العاده‌ای دارد؛ زیرا نیروی انسانی است که مبنای خلق و به‌کارگیری دانش در سازمان‌هاست (بواتنگ و آگیمانگ، 2016). همان‌طور که هافستد (1993) اظهار داشت باید بین اقدامات مدیریتی با مفروضات، ارزش‌ها و باورهای افراد، تناسب وجود داشته باشد. ون‌دن‌هوف و ریدر (2004) تسهیم دانش را فرایندی می‌دانند که افراد به‌طور متقابل به تبادل دانش آشکار و ضمنی می‌پردازند و به‌طور مشترک دانش جدیدی را نیز خلق می‌کنند. پژوهش‌های قبلی پیش‌زمینه‌های بسیار مهمی برای بهبود تسهیم دانش در سازمان‌ها معرفی کرده‌اند؛ برای مثال، در سطح سازمانی، نوع ساختار سازمان (پیرس، 2012) و فرهنگ سازمانی (بوک، زمود، کیم و لی، 2005)، در سطح گروه‌ها و تیم‌ها عواملی مانند هویت تیم و جو نوآوری تیم (لین و همکاران، 2015) و در سطح فردی عواملی مانند شخصیت (ژانگ، ژو و ژانگ، 2016)، ادراک از عدالت سازمانی (گاگنه، 2009)، و اعتماد به سرپرستان (شوایر، بیمن و وئلپل، 2012) ازجمله عوامل موثر بر رفتار تسهیم دانش معرفی شده‌اند. کای، لی و گوان (2016) نیز در پژوهش خود به این نتیجه کلی رسیدند که روابط کارکنان با سازمان تأثیر چشمگیری بر رفتار تسهیم دانش در سازمان دارند. منوریان، فضلی و یگانه (1393) در مطالعۀ خود دریافتند فرهنگ سازمانی مهم‌ترین عامل در شکل‌گیری رفتار تسهیم دانش محسوب می‌شود. اسماعیل‌پور، کاشانی و نیکوکار (1393) نیز جوّ اعتماد را مهم‌ترین عامل موثر بر رفتار تسهیم دانش معرفی کرده‌اند؛ با این حال، علاوه بر عواملی که در مطالعات مختلف به‌عنوان عوامل مؤثر بر رفتار تسهیم دانش در سازمان معرفی شده‌اند، به اقدامات سازمان‌ها در حوزۀ مدیریت منابع انسانی و به‌ویژه جوّ ایجادشده در سازمان برای توسعۀ منابع انسانی کمتر توجه شده است. علاوه بر این، پژوهشگران به‌طورکلی بر این امر توافق دارند که اگر عواطف و ادراک مثبت در کارکنان نسبت به سازمان شکل گیرد، آنگاه می‌توان انتظار داشت رفتارهای فرانقش و مثبت مانند رفتار تسهیم دانش نیز در میان آنها گسترش یابد؛ زیرا اینگونه رفتارها مستلزم وجود انگیزه‌های درونی مثبت در فرد است (لین و همکاران، 2015). توجه به این نکته بسیار ضروری است که باوجود انجام مطالعه‌ها و پژوهش‌های مختلف در زمینۀ تسهیم دانش، بسیاری از سازمان‌ها همچنان با مشکلات زیادی در این خصوص مواجه‌اند (ون و کیانگ، 2016). برخی از پژوهش‌ها نشان داده‌اند مزیت‌های کسب‌شده از تسهیم دانش با میزان سرمایه‌گذاری‌های انجام‌شده برای آن در سازمان‌ها مطابقت ندارند و تقریباً نیمی از سیستم‌های مدیریت دانش به اهداف اصلی خود دست نیافته‌اند (گریپا، 2009؛ کای و همکاران، 2016). به نظر می‌رسد این وضعیت به دو دلیل عمده اتفاق افتاده است؛ نخست اینکه دیدگاه واقع‌گرایانه سنتی راجع به دانش، بر ذخیره‌سازی دانش و همچنین بر فناوری اطلاعات و ارتباطات تأکید داشته است و توجه اندکی به جنبه‌های اجتماعی و رفتاری آن دارد (لین و همکاران، 2015)؛ بنابراین تلاش چندانی برای منطبق ساختن سیستم‌های مدیریت دانش با زمینه و شرایط سازمان صورت نمی‌گیرد. دوم اینکه بیشتر مطالعات موجود دربارۀ مدیریت دانش در سطح سازمان انجام شده است، بدون اینکه بررسی جامع و دقیقی در سطح افراد که مالکان اصلی دانش‌اند، صورت گیرد (ترمبلی و لندرویل، 2015). علاوه براین، پژوهش‌های چندانی دربارۀ نحوۀ ارتباط متغیرهای ادراکی و شناختی مثبت افراد با رفتارهای تسهیم دانش انجام نشده‌اند. مطالعۀ حاضر سعی دارد با بررسی نقش احساس مالکیت روانشناختی مثبت، تأثیر جوّ توسعۀ منابع انسانی سازمان را در رفتار تسهیم دانش کارکنان، مطالعه و با درنظر گرفتن تأثیر این متغیرها خلأ پژوهشی مذکور را تاحدی مرتفع کند. ضمن اینکه در این پژوهش با در نظر گرفتن نظریۀ اصلی و زیربنایی روانشناسی مثبت، به جنبه‌ها و پیامدهای مثبت مالکیت روانشناختی توجه شده است.

جوّ توسعۀ منابع انسانی در یک سازمان کاملاً به ادراک کارکنان از میزان اهمیت توسعۀ منابع انسانی در آن سازمان بستگی دارد. مطابق دیدگاه سوانسون (1995) توسعۀ منابع انسانی رویه‌هایی را شامل می‌شود که تخصص انسانی و همچنین عملکرد و بهره‌وری سازمان را افزایش می‌دهند. فرض اصلی توسعۀ منابع انسانی این است که کارکنان مهم‌ترین و ارزشمندترین منبع سازمان‌اند و لازم است دانش، مهارت و نگرش‌های آنها برای تحقق اهداف فردی و سازمانی توسعه یابد (لوما، 2000). بنابراین، توسعۀ منابع انسانی را می‌توان توسعه افراد از طریق فراهم ساختن محیطی تعریف کرد که بتوانند برای تحقق کامل استعدادهای خود رشد کنند (مودالی، 2015). ضمن اینکه بسیاری از پژوهشگران معتقدند تغییرات پویای جهانی تأثیرات سریع و مهمی بر نحوۀ مدیریت استعدادها در سازمانها بر جای گذاشته‌اند (مک‌گریگور، توید و پچ، 2004). یکی از مفروضات اصلی در مطالعات مربوط به جوّ به تلاش افراد برای نظم‌بخشی به محیط پیرامون خود و در حوزه‌های مختلف آن مربوط می‌شود (اشنایدر، 1975). در بنابراین، جوّ سازمانی دربردارندۀ معنا و مفهومی است که کارکنان براساس آن الگوی کلی فعالیت‌های سازمانی را تعریف می‌کنند. جوّ توسعۀ منابع انسانی نیز بخش جدانشدنی از جوّ سازمان محسوب می‌شود و نقش مهمی در بهینه‌سازی توانمندی‌های افراد و گروه‌ها در کل سازمان دارد (خانا و تاراب، 2012). پاریک (1997) چنین استدلال می‌کند که جوّ توسعۀ منابع انسانی برای بهره‌مندی از فعالیت‌های توسعۀ منابع انسانی بسیار تعیین‌کننده است. او جوّ مناسب توسعۀ منابع انسانی را براساس گشودگی، همکارانه‌بودن، اعتماد، قابلیت اطمینان، پیشگامی، استقلال و مواجهه با موضوعات تبیین می‌کند. رائو و آبراهام (1986) جوّ توسعۀ منابع انسانی را براساس سه بُعد مفهوم‌سازی کردند که عبارت‌اند از: جوّ عمومی، ابعاد فرهنگی OCTAPACT[1]، و اجرای مکانیسم‌های توسعۀ منابع انسانی. جوّ عمومی به معنای اهمیتی است که مدیران ارشد و مدیران صف به‌طور کل برای توسعۀ منابع انسانی قائل‌اند. ابعاد فرهنگی توسعۀ منابع انسانی به وضعیت متغیرهای گشودگی، رویارویی، اعتماد، استقلال، پیشگامی، قابلیت اطمینان و تشریک مساعی در سازمان اشاره دارند. مکانیسم‌های توسعۀ منابع انسانی نیز به وضعیت اجرای سازوکارهای مختلف توسعۀ منابع انسانی مانند ارزیابی عملکرد، ارزیابی استعداد، برنامه‌ریزی مسیر شغلی، بازخور، آموزش، راهنمایی، رفاه کارکنان و ... مرتبط می‌شوند (رائو و آبراهام، 1986).

علاوه بر این، می‌توان این استدلال را ارائه کرد که ادراک کارکنان از جنبه‌های مختلف جوّ توسعۀ منابع انسانی در سازمان ارتباط معنی‌داری با نگرش‌های کاری مثبت و عملکرد بهتر داشته باشد (کواس و دیسویک، 2010)؛ برای مثال، برخی از پژوهشگران رابطۀ مثبت جوّ توسعۀ منابع انسانی را با التزام شغلی کارکنان تأیید کرده‌اند (بیکر، دمروتی و لیک، 2012). ضمن اینکه چنین استدلال می‌شود که جوّ مطلوب توسعۀ منابع انسانی، محیط کل داخل سازمان را بهبود می‌بخشد و باعث افزایش تعهد کارکنان، مشارکت و رضایت شغلی آنها می‌شود (میشرا، 1999). براساس مباحث فوق و با توجه به این امر که جوّ استنباط‌شده در سازمان از توسعۀ منابع انسانی نقش انکارنشدنی در رفتارهای کاری افراد دارد، می‌توان انتظار داشت در صورتی که جوّ مطلوب محرک توسعۀ منابع انسانی در سازمان وجود داشته باشد، امکان بروز رفتارهای مثبت‌گرای تسهیم دانش نیز در میان کارکنان بیشتر خواهد بود. بررسی دقیق‌تر و مبسوط‌تر مفهوم رفتار تسهیم دانش در سازمان می‌تواند در تبیین ادعای مذکور بسیار مفید باشد. تسهیم دانش به معنای به اشتراک گذاشتن اطلاعات و مهارت‌های کاری برای کمک به دیگران و به‌منظور همکاری با آنها برای حل مسائل، پرورش نظریه‌های جدید و اجرای خط‌مشی‌ها و رویه‌هاست (وانگ و نوئه، 2010). علاوه بر این، تسهیم دانش رفتاری است که طی آن فرد به‌طور داوطلبانه با فرد دیگری هم درون و هم بیرون سازمان، دستیابی به دانش و یا تجربه‌ای منحصربه‌فرد را فراهم می‌آورد و در این بین، داشتن نگرش مثبت نسبت به تسهیم دانش از جانب افراد، پیش‌شرط مهمی در شکل‌گیری رفتارهای تسهیم دانش محسوب می‌شود (سلیمی، کشاورزی و حیدری، 1393). بنابراین، با توجه به مباحثی که دربارۀ جوّ توسعۀ منابع انسانی و تسهیم دانش ارائه شد، فرضیۀ نخست پژوهش بر تأثیرگذاری مثبت و معنی‌داری جوّ توسعۀ منابع انسانی بر رفتار تسهیم دانش کارکنان دلالت دارد.

از طرف دیگر، سیاست‌ها و فعالیت‌های توسعۀ منابع انسانی که تا حد زیادی نشان‌دهندۀ جوّ توسعۀ منابع انسانی در سازمان‌اند، نقش مهمی در ادراکات کارکنان دربارۀ سازمان دارند (میتال، گوپتا و موتیانی، 2016). جوّ مطلوب توسعۀ منابع انسانی بر این نکته تأکید دارد که کارکنان مهم‌ترین منبع یک سازمان‌اند و مدیران سازمان‌ها نقش تعیین‌کننده‌ای در توسعۀ مهارت‌های آنها دارند (رائو و آبراهام، 1986). پژوهش‌های پیشین، نقش مثبت جوّ مطلوب توسعۀ منابع انسانی را بر نگرش‌های کاری کارکنان مانند تعهد عاطفی و رضایت شغلی نشان داده‌اند (کواس و دیسویک، 2010؛ وانی، 2013)؛ با این حال، اثرات جوّ توسعۀ منابع انسانی را می‌توان به‌طور کل روی ادراکات کارکنان و به‌طور خاص روی احساس مالکیت روانشناختی آنها نسبت به سازمان بررسی کرد. مالکیت روانشناختی یک سازه شناختی - عاطفی توصیف شده است و نشان‌دهندۀ حالتی است که در آن، افراد احساس می‌کنند موضوع مدنظر (هدف) یا جزئی از آن، چه مادی و چه غیرمادی، به آنها تعلق دارد؛ به طوری که این احساس، آگاهی فردی، اندیشه‌ها، عقاید و باورهای معطوف به هدف را منعکس می‌کند (پیرس، کاستوا و دیرکز، 2001). اصطلاح هدف در ادبیات مالکیت روانشناختی به مفهومی بسیار گسترده اشاره دارد و به هر نوع دلبستگی به شیء، پدیده یا هدفی مربوط می‌شود که متعلق به یک فرد یا گروه است (آذرنوش، نیسی، مرادی کوچی و درکوند، 1391). در سطح سازمانی، احساس مالکیت روانشناختی می‌تواند متوجه شغل، سازمان و یا هر دو باشد؛ به این معنا که فرد احساس می‌کند شغل و سازمان متعلق به اوست – این شغل من است یا این سازمان من است - (پنگ و پیرس، 2015). احساس مالکیت روانشناختی مثبت در سازمان این حس را در فرد افزایش می‌دهد که سازمان را ازنظر روانی به‌مثابۀ خانۀ خود تصور کند (براون و ژو، 2016). ضمن اینکه باید توجه داشت حس مالکیت در افراد با افزایش کنترل روی هدف (موضوع) مالکیت، آموختن دربارۀ آن و تلاش برای ارتقاء و بهبود آن ایجاد می‌شود (براون، پیرس و کراسلی، 2014). براساس مباحث فوق انتظار می‌رود مالکیت روانشناختی ارتباط مستقیمی با احساسات و عواطف کارکنان نسبت به سازمان داشته باشد و اینکه به‌طور مثبت بر احساسات مثبت، نگرش‌ها و رفتارهای کاری مطلوب فرد مانند رفتار تسهیم دانش تأثیر می‌گذارد؛ با این حال، پس از معرفی مفهوم مالکیت روانشناختیِ پیرس و همکارانش در سال 2001، بیشتر پژوهش‌های انجام‌شده در رابطه با آن، بر پیامدهای مالکیت روانشناختی و به‌ویژه تأثیرات مثبت آن بر نگرش‌های کاری مانند تعهد و رضایت شغلی اختصاص داشته‌اند (لی و ساح، 2015)؛ هرچند اثرات مثبت مالکیت روانشناختی بر رفتارهای کاری کمتر بررسی شده‌اند. با بررسی ریشه‌های معرفی‌شده برای مالکیت روانشناختی می‌توان نقش توسعۀ منابع انسانی را در تقویت احساس مالکیت روانشناختی مثبت کارکنان تبیین کرد. در ادبیات پژوهش چهار ریشۀ اصلی برای مالکیت روانشناختی معرفی شده است که عبارت‌اند از: خودکارآمدی، پاسخگویی، تعلق و شناخت هویت خود (آوی، آولیو، کراسلی و لوتانز، 2009). خودکارآمدی به باور افراد درخصوص توانایی در انجام موفقیت‌آمیز کار اشاره دارد. پاسخگویی به معنای انتظار صریح یا ضمنی از فرد است که باورها، احساسات و اقداماتش را برای دیگران توجیه کند. انتظار پاسخگوبودن دیگران و همچنین انتظار فرد از اینکه دیگران او را پاسخگو بدانند، مکانیسم‌های اصلی مرتبط‌شدن پاسخگویی به مالکیت روانشناختی محسوب می‌شوند (پیرس و همکاران، 2001). این انتظارها به‌نوبه‌خود به انتظار برای تسهیم اطلاعات و دانش هم منجر می‌شوند. تعلق نیز به معنای احساس وابستگی فرد به سازمان است؛ به این صورت که فرد، سازمان را متعلق به خود می‌داند (آوی و همکاران، 2009). شناخت هویت خود نیز بُعد دیگر مالکیت روانشناختی است؛ بدین ترتیب که افراد از احساس مالکیت برای تعریف خود، معرفی خود به دیگران و اطمینان از استمرار هویت خودشان استفاده می‌کنند (پیرس و همکاران، 2001). به نظر می‌رسد جوّ توسعۀ منابع انسانی در یک سازمان می‌تواند با توجه به اثری که بر افزایش احساس خودکارآمدی، پاسخگویی، تعلق و تعیین و شناخت هویت فردی و به‌طورکلی روی نگرش کلی افراد دارد، موجبات شکل‌گیری احساس مالکیت روانشناختی مثبت را در کارکنان فراهم آورد. بر اساس این، فرضیۀ دوم پژوهش به تأثیرگذاری جوّ توسعۀ منابع انسانی در ایجاد احساس مالکیت روانشناختی مثبت کارکنان اختصاص دارد.

از طرف دیگر، انتظار می‌رود با افزایش احساس مالکیت روانشناختی مثبت در کارکنان، تمایل آنها به رفتار تسهیم دانش در سازمان افزایش یابد. ضمن اینکه مالکیت روانشناختی مثبت، احساسی است که براساس آن، افراد مرزهای سازمان خود را درک می‌کنند و برای اثبات عضویت خود در چارچوب این مرزها احتمالاً مبادرت به تسهیم و انتقال دانش و اطلاعات خود خواهند کرد (مک میلان و چاویس، 1986). در واقع، زمانی که کارکنان احساس کنترل‌داشتن بر چیزی را داشته باشند، نسبت به آن احساس مسئولیت یا تعهد متقابل می‌کنند. در چنین شرایطی احتمال برانگیخته‌شدن تمایلات نوع‌دوستانه افراد افزایش می‌یابد و باعث تحریک یا افزایش رفتارهای فرانقش و مثبت‌گرا مانند رفتارهای تسهیم دانش توسط افراد می‌شود. مطالعات پیشین نشان داده‌اند احساس مالکیت روانشناختی مثبت می‌تواند پیش‌بینی‌کنندۀ متغیرهایی مانند عملکرد و رضایت شغلی باشد (آوی و همکاران، 2009؛ کیو، هو، ژو و لی، 2015). اگر کارکنان احساس مثبتی نسبت به سازمان داشته باشند، تمایل آنها برای انجام رفتارهای سازمانی مثبت و فرانقش افزایش خواهد یافت؛ زیرا این نوع رفتارها مستلزم برخورداربودن از انگیزش درونی مثبت‌اند (لی، یوان، نینگ و لی‌یینگ، 2015). به عبارت دیگر، مالکیت روانشناختی می‌تواند مجموعه‌ای از احساسات و رفتارهای روانشناختی مثبت را در افراد تقویت کند. ون‌داین و پیرس (2004) نیز چنین استدلال کرده‌اند که احساس مالکیت روانشناختی مثبت می‌تواند پیش‌زمینۀ مهمی در بروز رفتارهای فرانقش باشد. علاوه براین، جاسیلا، تارکیانن، سارستد و هیر (2015) در تقسیم‌بندی پیامدهای مالکیت روانشناختی، پیامدهای نگرشی، انگیزشی و رفتاری مالکیت روانشناختی را معرفی کردند. پیرس و جاسیلا (2011) نیز چنین استدلال کردند که مالکیت روانشناختی بر انگیزه‌های مالکیت مانند احساس خودکارآمدی و هویت‌یابی شخصی تأثیرگذار است و با توجه به اینکه در بحث مالکیت روانشناختی مثبت، فرد با موضوع مدنظر کاملاً در هم تنیده‌اند، افراد سعی می‌کنند رفتارهایی را بروز دهند که موجبات پرورش و ارتقاء موضوع مالکیت فراهم آید. به علاوه، افرادی که احساس بودن آنها تا حد زیادی به سازمان مرتبط باشد، تمایل خواهند داشت از راههای مختلف برای ارتقاء و بهبود آن تلاش کنند (مصطفی، راموس و مان، 2015). همچنین پیرس و جاسیلا (2010) مفهوم مالکیت روانشناختی جمعی را مطرح کردند که براساس آن، احساس مالکیت روانشناختی می‌تواند از حالت فردی فراتر برود و شکل جمعی به خود بگیرد. این تلاش‌ها می‌تواند در قالب رفتارهای سازمانی مثبت و فرانقش جلوه‌گر شوند. براساس مباحث فوق می‌توان انتظار داشت احساس مالکیت روانشناختی مثبت در کارکنان می‌تواند بر رفتارهای تسهیم دانش تأثیرگذار باشد. علاوه بر این، با توجه به تبیین تأثیرگذاری مفروض جوّ توسعۀ منابع انسانی سازمان بر مالکیت روانشناختی و همچنین تأثیر محتمل آن بر رفتارهای تسهیم دانش می‌توان نقش میانجی برای احساس مالکیت روانشناختی مثبت در تأثیرگذاری جوّ توسعۀ منابع انسانی سازمان بر رفتار تسهیم دانش متصور شد؛ به این معنا که جوّ توسعۀ منابع انسانی می‌تواند به شکل‌گیری و افزایش احساس مالکیت روانشناختی مثبت کارکنان منجر شود و از این طریق بر رفتار تسهیم دانش نیز تأثیرگذار باشد. بر اساس این، فرضیۀ سوم پژوهش به تأثیرگذاری احساس مالکیت روانشناختی مثبت بر رفتار تسهیم دانش کارکنان در سازمان اختصاص دارد و فرضیۀ چهارم نیز به نقش میانجی احساس مالکیت روانشناختی مثبت در تأثیرگذاری جوّ توسعۀ منابع انسانی بر رفتار تسهیم دانش اشاره دارد. بر اساس این، فرضیه‌های چهارگانه پژوهش به ترتیب زیر تنظیم شده‌اند:

فرضیۀ اول: جوّ توسعۀ منابع انسانی بر رفتار تسهیم دانش کارکنان تأثیر مثبت و معنی‌داری دارد.

فرضیۀ دوم: جوّ توسعۀ منابع انسانی در ایجاد احساس مالکیت روانشناختی مثبت کارکنان تأثیر مثبت و معنی‌داری دارد.

فرضیۀ سوم: احساس مالکیت روانشناختی مثبت تأثیر مثبت و معنی‌داری بر رفتار تسهیم دانش کارکنان در سازمان دارد.

فرضیۀ چهارم: احساس مالکیت روانشناختی مثبت در تأثیرگذاری جوّ توسعۀ منابع انسانی بر رفتار تسهیم دانش نقش میانجی دارد.

در نهایت، براساس مباحث و فرضیه‌های یادشده، مدل مفهومی پژوهش مطابق شکل (1) است.


جوّ توسعه منابع انسانی

مالکیت روانشناختی مثبت

رفتار تسهیم دانش

 

 

 

 

 


شکل1. مدل مفهومی پژوهش


روش

روش پژوهش، جامعه و نمونه: این پژوهش ازنظر هدف، کاربردی و ازنظر روش و شیوۀ گردآوری داده‌ها از نوع پژوهش‌های توصیفی - پیمایشی است. جامعۀ آماری شامل کلیۀ کارکنان شرکت فرودگاه‌ها و ناوبری هوایی ایران است که تعداد آنها 5435 نفر است. پرسشنامۀ پژوهش بین نمونه‌ای تصادفی ساده از این جامعۀ آماری توزیع و اطلاعات مورد نیاز ازطریق آن جمع‌آوری شد. انتخاب اعضای نمونه براساس شمارۀ پرسنلی افراد صورت گرفت که مسئولان سازمان در اختیار پژوهشگر قرار دادند. حجم نمونه با توجه به محدودبودن جامعۀ آماری پژوهش و با استفاده از فرمول کوکران 245 نفر تعیین شد. به‌منظور اطمینان بیشتر در تکمیل و دریافت پرسشنامه‌ها، تعداد 280 پرسشنامه توزیع شد و درنهایت 264 پرسشنامۀ تکمیل‌شده برای تجزیه و تحلیل داده‌ها به کار گرفته شد که نرخ برگشتِ بیش از 94 درصد را نشان می‌دهد و برای انجام تحلیل‌ها کاملاً مناسب و پذیرفتنی است. از بین پاسخگویان 98 درصد مرد و 2 درصد زن بودند که 4/0 درصد آنها دارای مدرک دیپلم، 4/4 درصد دارای مدرک کاردانی، 1/82 درصد دارای مدرک کارشناسی، 1/13 درصد دارای مدرک کارشناسی ارشد هستند. از این تعداد 8/4 درصد کمتر از پنج سال سابقۀ کاری، 7/14 درصد دارای سابقۀ کاری 6 تا 10 سال، 3/62 درصد دارای سابقۀ کاری 11 تا 20 سال و 3/18 درصد نیز بیش از 20 سال سابقۀ کاری داشته‌اند.

ابزار سنجش: پرسشنامۀ مالکیت روانشناختی ون‌داینوپیرس[2]: برای سنجش مالکیت روانشناختی مثبت از پرسشنامة ون‌داین و پیرس (2004) استفاده شد. این پرسشنامه شامل 12 گویه است که هفت پرسش نخست آن مالکیت روانشناختی مبتنی بر سازمان و پنج پرسش بعدی، مالکیت روانشناختی مبتنی بر شغل را اندازه‌گیری می‌کند. این پرسشنامه مالکیت روانشناختی را براساس طیف پنج گزینه‌ای لیکرت اندازه‌گیری می‌کند. ون داین و پیرس (2004) در مطالعۀ خود پرسشنامۀ مذکور را تنظیم و بررسی کردند. در پژوهش آنها ضرایب بار عاملی برای گویه‌ها بین 68/0 تا 91/0 و ضریب آلفای کرونباخ 88/0 محاسبه شد؛ بنابراین، روایی و پایایی پرسشنامه مذکور تأیید شد. در این پژوهش نیز با استفاده از تحلیل عاملی تأییدی ضرایب بارهای عاملی برای گویه‌های پرسشنامه بین 616/0 تا 870/0 و ضریب آلفای کرونباخ 860/0 به دست آمد. به علاوه، مقادیر ضریب پایایی ترکیبی بالاتر از 7/0 محاسبه شد که نشان‌دهندۀ روایی و پایایی مطلوب پرسشنامه است.

پرسشنامۀ رفتار تسهیم دانش لین[3]: رفتار تسهیم دانش با استفاده از پرسشنامۀ ارائه‌شدۀ ون‌دن‌هوف و ون‌وینن (2004) سنجیده شد که لین (2007) آن را تعدیل کرد. در این پرسشنامه، در تعامل قرار دادن دانش فرد با دیگران و دریافت دانش از همکاران، ابعاد اصلی رفتار تسهیم دانش در نظر گرفته می‌شوند که براساس طیف پنج‌گزینه‌ای لیکرت اندازه‌گیری می‌شوند. لین (2007) مقیاس ارائه‌شدۀ ون‌دن‌هوف و ون‌وینن را به گونه‌ای تعدیل کرده است که نوع واحد سازمانی در سنجش رفتار تسهیم دانش تأثیری نداشته باشد. لین (2007) در مطالعۀ خود روایی و پایایی پرسشنامه را محاسبه کرده است. ضرایب بار عاملی برای گویه های پرسشنامه بالاتر از 6/0 و بین 69/0 تا 88/0 محاسبه شد. ضمن اینکه مقدار ضریب پایایی ترکیبی نیز 85/0 به دست آمد که حاکی از روایی و پایایی مطلوب پرسشنامه است. در این پژوهش نیز نتایج تحلیل عاملی تأییدی نشان دادند تمامی ضرایب بار عاملی بالاتر از 6/0 هستند. به علاوه، مقدار ضریب آلفای کرونباخ 863/0 و مقدار ضریب پایایی ترکیبی 862/0 محاسبه شد که نشان‌دهندۀ روایی و پایایی مطلوب پرسشنامۀ رفتار تسهیم دانش است.

پرسشنامۀ جوّ توسعۀ منابع انسانی رائو و آبراهام[4]: برای سنجش جوّ توسعۀ منابع انسانی از مقیاس ارائه‌شده رائو و آبراهام (1986) استفاده شد که شامل 38 گویه بود و سه بعد اصلی را در این زمینه سنجیده است. این ابعاد عبارت‌اند از: جوّ حمایتی کلی توسعۀ منابع انسانی، مکانیسم‌های توسعۀ منابع انسانی و ابعاد فرهنگی OCTAPACE. در پرسشنامۀ مذکور، نه گویه به سنجش جو حمایتی، نه گویه به سنجش مکانیسم‌های توسعۀ منابع انسانی و 20 گویه نیز به سنجش ابعاد فرهنگی اختصاص دارد. گویه‌های فوق در مجموع ادراک کارکنان را از جوّ توسعۀ منابع انسانی در سازمان اندازه‌گیری می‌کنند. پژوهش‌های قبلی مانند پژوهش سامی و صبری (2014) از پرسشنامۀ مذکور استفاده کرده‌اند. در پژوهش مذکور مقدار ضریب آلفای کرنباخ 89/0 و ضرایب تحلیل عاملی گویه‌ها بالاتر از 6/0 به دست آمده است. در این پژوهش نیز ضریب آلفای کرونباخ 865/0 و ضریب پایایی ترکیبی بالاتر از 7/0 محاسبه شد که نشان‌دهندۀ روایی و پایایی مطلوب پرسشنامۀ مذکور است. درخور ذکر است روش نمره‌گذاری در تمامی پرسشنامه‌ها، طیف پنج‌گزینه‌ای لیکرت بود؛ به این صورت که گویه‌ها از بسیار زیاد تا بسیار کم درجه‌بندی شدند.

روش اجرا و تحلیل: پس از انجام هماهنگی مدیران سازمان مورد مطالعه، پژوهشگر به‌صورت حضوری نسبت به توزیع پرسشنامه‌های تحقیق اقدام کرد و بعد از ده روز پرسشنامه‌های توزیع‌شده جمع‌آوری شدند. کلیۀ پرسشنامه‌ها بی‌نام بود و پژوهشگر هنگام توزیع آنها به پاسخ‌دهندگان متعهد شد اطلاعات جمع‌آوری‌شده صرفاً برای انجام این پژوهش استفاده می‌شوند و کاملاً محرمانه خواهد بود. برای آزمون مدل مفهومی پژوهش از روش مدل‌یابی معادلات ساختاری استفاده شده است. مدل معادلات ساختاری به دو فاز کلی تحلیل عاملی تأییدی و تحلیل مسیر تقسیم می‌شود. در قسمت اندازه‌گیری، ارتباط نشانگرها یا همان سؤالات پرسشنامه با سازه‌ها بررسی می‌شوند و در قسمت ساختاری ارتباط عامل‌های بررسی‌شده با یکدیگر برای آزمون فرضیات شایان توجه‌اند. نرم‌افزار استفاده‌شده در این پژوهش نیز نرم‌افزار AMOS است. هرچند هدف اصلی از طراحی این نرم‌افزار مدل‌سازی است، قابلیت اجرای مجموعه‌ای از تحلیل‌های کمّی و آماری معمول نیز به‌وسیلۀ این نرم‌افزار وجود دارد (قاسمی، 1392). در این پژوهش برای ارزیابی مدل مفهومی و آزمون فرضیه‌ها از شاخص‌های مختلفی استفاده شد که شامل ضرایب بارهای عاملی و ضرایب رگرسیونی است. همچنین از روش بوت استراپ برای محاسبۀ مقادیر آماره T برای تعیین معنی‌داری ضرایب مسیر استفاده شده است. ضمن اینکه برای آزمون اثر متغیر میانجی، اثرات غیرمستقیم نیر محاسبه شده است. در ادامه یافته‌های پژوهش به‌طور دقیق‌تری تشریح می‌شوند.

 

 

یافته‌ها

همان‌طور که اشاره شد آزمون مدل مفهومی و فرضیه‌های پژوهش براساس روش مدل‌یابی معادلات ساختاری و با استفاده از نرم‌افزار AMOS انجام شده است. در استفاده از این روش، پیش‌فرض‌هایی مطرح‌اند؛ ازجمله اینکه مقیاس اندازه‌گیری متغیرها باید از نوع فاصله‌ای باشد، روابط بین متغیرها در مدل مفهومی از نوع خطی باشد، بین متغیرها روابط علّی یک‌طرفه مفروض باشد و اینکه متغیرها از توزیع نرمال برخوردار باشند. با توجه به مدل مفهومی این پژوهش و نیز نحوۀ جمع‌آوری داده‌ها و ابزارهای به‌کاررفته و همچنین با توجه به آزمون‌های صورت‌گرفته، پیش‌فرض‌های مذکور دربارۀ داده‌ها و مدل پژوهش حاضر برای استفاده از روش مدل‌یابی معادلات ساختاری رعایت شده است؛ بنابراین برای آزمون مدل مفهومی و فرضیات پژوهش حاضر می‌توان از این روش استفاده کرد. در روش‌شناسی معادلات ساختاری، ابتدا لازم است توزیع متغیرها بررسی شوند تا نرمال‌بودن توزیع مشخص شود. بدین منظور با استفاده از نرم‌افزار AMOS، در ابتدا نرمال‌بودن داده‌های گردآوری‌شده براساس دو شاخص کشیدگی و چولگی سنجیده شد. مقادیر کشیدگی باید بین 7+ و 7- و مقادیر چولگی باید بین 3+ و 3- باشند. سپس، روایی سازه بررسی شد که در پژوهش حاضر برای سنجش روایی سازه از روایی همگرا و قابلیت اطمینان ساختاری استفاده شد. در روایی همگرا هر یک از بارهای عاملی باید بزرگ‌تر یا مساوی 5/0 باشند و مقادیر ضریب قابلیت اطمینان ساختاری نیز برای هر سازه باید بالاتر از 7/0 باشد. جداول (1) و (2) مقادیر مذکور را برای متغیرهای پژوهش و ابعاد آنها نشان می‌دهند.

 

 

جدول 1.مقادیر بار عاملی برای گویه‌های پرسشنامۀ پژوهش

سازه

گویه

بارعاملی

ضریب معنی‌داری

سازه

گویه

بارعاملی

ضریب معنی‌داری

جوّ حمایتی کلی

 

1

514/0

001/0

ابعاد فرهنگی OCTAPACE

30

721/0

001/0

2

553/0

001/0

31

790/0

001/0

3

616/0

001/0

32

646/0

001/0

4

585/0

001/0

33

695/0

001/0

5

721/0

001/0

34

720/0

001/0

6

823/0

001/0

35

834/0

001/0

7

803/0

001/0

36

841/0

001/0

8

767/0

001/0

37

787/0

001/0

9

693/0

001/0

38

754/0

001/0

مکانیسم‌های توسعۀ منابع انسانی

10

621/0

001/0

مالکیت روانشناختی مثبت (سازمان)

39

755/0

001/0

11

746/0

001/0

40

847/0

001/0

12

796/0

001/0

41

870/0

001/0

13

736/0

001/0

42

819/0

001/0

14

676/0

001/0

43

651/0

001/0

15

639/0

001/0

44

675/0

001/0

16

671/0

001/0

45

616/0

001/0

17

711/0

001/0

مالکیت روانشناختی مثبت

(شغل)

46

631/0

001/0

18

728/0

001/0

47

736/0

001/0

ابعاد فرهنگی OCTAPACE

19

622/0

001/0

48

729/0

001/0

20

665/0

001/0

49

819/0

001/0

21

694/0

001/0

50

731/0

001/0

22

683/0

001/0

تسهیم دانش (انتقال)

51

812/0

001/0

23

643/0

001/0

52

789/0

001/0

24

786/0

001/0

53

782/0

001/0

25

755/0

001/0

54

843/0

001/0

26

751/0

001/0

55

650/0

001/0

27

679/0

001/0

56

631/0

001/0

28

639/0

001/0

57

589/0

001/0

29

618/0

001/0

 

 

 

 

 

 

جدول2. کشیدگی و چولگی و قابلیت اطمینان سازه‌ها

سازه

کشیدگی

چولگی

قابلیت اطمینان ساختاری

سازه

کشیدگی

چولگی

قابلیت اطمینان ساختاری

جو حمایتی کلی

471/0-

479/0

818/0

مالکیت روانشناختی مثبت (سازمان)

274/0

613/0-

880/0

مکانیسم‌های توسعۀ منابع انسانی

153/0

808/0

731/0

مالکیت روانشناختی مثبت(شغل)

216/0-

824/0

874/0

ابعاد فرهنگی OCTAPACE

006/0

333/0

732/0

تسهیم دانش (انتقال)

345/0-

209/0-

849/0

تسهیم دانش

(دریافت)

054/0

212/0-

862/0

 

 

 

 

 

ضمناً بارهای عاملی مربوط به ابعاد متغیرهای پژوهش و همچنین ضرایب اثرات مستقیم متغیرها (ضرایب رگرسیونی) در شکل (2) نشان داده شده‌اند. در جدول (3) نیز سطح معنی‌داری و نتیجۀ آزمون فرضیه‌های اول، دوم و سوم پژوهش بیان شده‌اند.

 

84/0

67/0

56/0

51/0

73/0

82/0

68/0

89/0

65/0

56/0

مالکیت روانشناختی مثبت

جوّ توسعه منابع انسانی

رفتار تسهیم دانش

جوّ حمایتی

مکانیسم‌ها

ابعاد فرهنگی

دریافت دانش

انتقال دانش

 
   

 


 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 


شکل 2. مدل آزمون شدة پژوهش

 

جدول3. ضرایب رگرسیونی روابط مفروض بین متغیرهای پژوهش

فرضیه

از

به

ضرایب رگرسیونی

سطح معنی‌داری

نتیجۀ آزمون

اول

جو توسعۀ منابع انسانی

تسهیم دانش

56/0

001/0

تأیید

دوم

جو توسعۀ منابع انسانی

مالکیت روانشناختی مثبت

89/0

001/0

تأیید

سوم

مالکیت روانشناختی مثبت

تسهیم دانش

65/0

003/0

تأیید


 

 

علاوه بر این، به‌منظور آزمون فرضیۀ چهارم پژوهش و بررسی نقش میانجی مالکیت روانشناختی مثبت در رابطۀ جوّ توسعۀ منابع انسانی و رفتار تسهیم دانش، اثرات غیرمستقیم متغیر مالکیت روانشناختی و سطح معنی‌داری این تأثیر براساس روش بوت‌استراپ محاسبه شد. این اثر، علاوه بر تأثیرات مستقیم است که

در جدول (3) آمده است. ضمن اینکه این مقدار، مقداری افزایشی است که در اثرگذاری متغیر میانجی به اثر مستقیم متغیر مستقل بر وابسته اضافه می‌شود. جدول (4) نتیجۀ آزمون فرضیۀ چهارم پژوهش را نشان می‌دهد.


 

جدول4. نتایج اثرات غیرمستقیم ازطریق متغیر مالکیت روانشناختی

فرضیه

متغیر مستقل

متغیر میانجی

متغیر وابسته

اثر غیرمستقیم

سطح‌معنی‌داری

نتیجه آزمون

چهارم

جو توسعۀ منابع انسانی

مالکیت روانشناختی مثبت

تسهیم دانش

222/0

002/0

تأیید

 


شاخص‌های محاسبه‌شده برای برازش مدل نیز براساس خروجی‌های نرم‌افزار حاکی از این است که همۀ شاخص‌ها در وضعیت مناسبی قرار دارند. این شاخص‌ها در جدول (5) نشان داده شده‌اند


 

جدول 5. شاخص‌های برازش مدل

نام شاخص

مقدار استاندارد شاخص

مقدار محاسبه‌شده برای مدل

نتیجه

شاخص توکر- لویس (TLI)

بیشتر از 9/0

954/0

قابل قبول

شاخص برازش تطبیقی (CFI)

بیشتر از 9/0

976/0

قابل قبول

ریشه دوم میانگین مربعات خطای برآورد  (RMSEA)

کمتر از 05/0

037/0

قابل قبول

کای اسکوئر نسبی  (CMIN/DF)

کمتر از 5

168/2

قابل قبول

شاخص برازش تطبیقی مقتصد (PCFI)

بیشتر از 5/0

511/0

قابل قبول

شاخص برازش هنجارشده مقتصد (PNFI)

بیشتر از 5/0

501/0

قابل قبول


 

 

 

 

یافته‌های مذکور نشان می‌دهند جوّ توسعۀ منابع انسانی علاوه بر تأثیر مستقیم بر رفتار تسهیم دانش و ابعاد آن، ازطریق احساس مالکیت روانشناختی مثبت دربارۀ سازمان و شغل نیز بر رفتار تسهیم دانش کارکنان تأثیرگذار است. علاوه بر این، نتایج مدل‌یابی معادلات ساختاری برازش مناسب مدل پژوهش را تأیید می‌کنند.

 

بحث

تسهیم دانش، توانمندی محوری برای تمامی سازمان‌ها محسوب می‌شود که در به‌کارگیری و خلق دانش و همچنین ایجاد انسجام تیمی و سازمانی اهمیت بالایی دارد. براساس دیدگاه دانش‌محور، سازمان‌ها شبکه‌هایی از اعضا با زمینه‌های دانشی متفاوت‌اند و باید بتوانند این دارایی دانشی را به‌طور موثر تجمیع و تسهیم کنند و به‌کار گیرند. تسهیم دانش امکان یادگیری سازمانی و انتقال تجربیات کارکنان را فراهم می‌کند و ابزار مفیدی برای افزایش نوآوری به شمار می‌آید. همان‌طور که هافستد (1993) اظهار داشته است موفقیت اقدامات مدیریت به وجود تناسب بین مفروضات، ارزش‌ها و باورهای نهفته در بطن فعالیت‌های مدیریت و مفروضات، ارزش‌ها و باورهای فرهنگی کارکنان بستگی دارد. از طرف دیگر، مطابق نظریۀ اقدام منطقی، رفتار یک فرد براساس تمایلات و نیّات او برای یک رفتار خاص تعیین می‌شود؛ بنابراین، برای پیش‌بینی رفتار باید از تمایلات مرتبط فرد با موضوع مطلع شد. این نظریه را می‌توان در تشریح رفتار تسهیم دانش نیز استفاده کرد؛ به این صورت که رفتار تسهیم دانش براساس تمایلات رفتاری فرد پیش‌بینی‌پذیر است و این تمایلات را نمی‌توان ازطریق اجبار در کارکنان ایجاد کرد؛ بنابراین نمی‌توان افراد را مجبور به تسهیم دانش کرد؛ بلکه باید آنها را ترغیب کرد تا اهمیت تسهیم دانش را درک و براساس آن عمل کنند. علاوه بر این، توانایی سازمان و اعضای آن در تسهیم دانش، زیربنای اثربخشی سازمانی قلمداد می‌شود و برای رسیدن به این توانایی، سازمان باید فعالیت‌هایی را برای حمایت و تسهیل رفتارهای تسهیم دانش انجام دهد. فراهم‌کردن جوّ مناسب برای تبادل و تسهیم دانش می‌تواند یکی از این فعالیت‌ها باشد. در این راستا نقش اقداماتی که در حوزۀ توسعۀ منابع انسانی انجام می‌شوند، جوّی را ایجاد می‌کنند که نشأت‌گرفته از ادراک کارکنان از توجه مدیران سازمان به توسعۀ منابع انسانی است. به علاوه، همان‌طور که اشنایدر (1975) توصیه کرده است مطالعات مربوط به جوّ سازمانی نباید جوّ کلی سازمان را بسنجد، بلکه پژوهشگران باید دربارۀ جوّ مربوط به موضوع یا پدیدۀ خاص متمرکز شوند. در پژوهش حاضر اینگونه فرض شد که جوّ توسعۀ منابع انسانی می‌تواند با تأثیر بر تمایلات و مقاصد کارکنان، بر رفتار تسهیم دانش مؤثر باشد. یافته‌های پژوهش حاضر نیز فرض فوق را تأیید کردند. این یافته با نتایج پژوهش میشرا (1999) مبنی بر تأثیر جوّ مطلوب توسعۀ منابع انسانی بر مشارکت‌طلبی کارکنان در سازمان هم‌راستا است. لین و همکاران (2015) نیز به نتیجۀ مشابهی دربارۀ تأثیر ادراکات مثبت کارکنان دربارۀ سازمان بر رفتار تسهیم دانش دست یافته بودند. نتیجۀ پژوهش کای و همکاران (2016) نیز دربارۀ اثر روابط کلی کارکنان با سازمان بر رفتار تسهیم دانش با نتیجۀ آزمون فرضیه نخست پژوهش حاضر هم‌راستا است. ضمن اینکه به نظر می‌رسد به‌منظور ارتقاء رفتار تسهیم دانش در سازمان، فعالیت‌های مدیریت منابع انسانی به‌طور کل و اقدامات توسعۀ منابع انسانی به‌طور خاص باید بر رویکرد رشد از داخل استوار شود و بر مدیریت دانش نیز به‌عنوان فرایند مهم تأکید شود. در رویکرد رشد از داخل و یا رویکرد ساخت، سازمان به دنبال مهیاکردن فرصت‌هایی برای کارکنان است تا بتوانند دانش و مهارت‌های خود را برای رسیدن به اهداف فردی و سازمانی افزایش دهند. این امر علاوه بر ایجاد جوّ مطلوب توسعۀ منابع انسانی می‌تواند در ارتقاء و بهبود مکانیسم‌های توسعۀ منابع انسانی نیز مؤثر باشد. علاوه بر این، جهت‌گیری توسعۀ منابع انسانی در سازمان باید به سمت تسهیل شبکه‌سازی در داخل و خارج سازمان حرکت کند. در همین راستا، همان‌طور که مک‌گریگور و همکاران (2004) نیز در مدل سرمایه انسانی مطرح کرده‌اند تقسیم فعالیت‌های مدیریت منابع انسانی به دو دستۀ نرم و سخت دیگر چندان مناسب نیست. لوما (2000) نیز ضمن پیشنهاد الگوی توسعۀ منابع انسانی مبتنی بر توانمندی اظهار می‌دارد که توانمندی کارکنان چیزی فراتر از دارایی‌های ملموس است و باید بر نحوۀ عمل کارکنان و دانش مرتبط با توانمندی های آنها تمرکز کرد. رویکرد مطرح‌شدۀ مک‌گریگور و همکاران (2004) و همچنین الگوی توسعۀ منابع انسانی مبتنی بر توانمندی لوما (2000) ارتباط بسیار نزدیکی با یافته‌های پژوهش حاضر دارد؛ زیرا ادراک کارکنان از فعالیت‌های توسعۀ منابع انسانی در سازمان که جوّ توسعۀ منابع انسانی را شکل می‌دهد، از تمامی فعالیت‌های نرم و سخت مدیریت منابع انسانی نشأت می‌گیرد و کاملاً متأثر از توانمندی‌های ایجادشده در کارکنان است که مرتبط با شغل و دانش آنها باشد. تأکید بر توسعۀ مهارت‌های کارکنان و مدیران، مدیریت شناخت دانش برای شناسایی استعدادها و توانمندی‌های خاص کارکنان و همچنین توجه به قراردادهای روانشناختی اهمیت بالایی در شکل‌گیری جوّ مطلوب توسعۀ منابع انسانی برای ترغیب رفتار تسهیم دانش در سازمان دارد.

از طرف دیگر، پژوهش حاضر نشان داد احساس مالکیت روانشناختی مثبت عامل بسیار مهمی در پیش‌بینی رفتار تسهیم دانش محسوب می‌شود. این یافته، با نتایج پژوهش لی و ساح (2015) دربارۀ تأثیر مثبت احساس مالکیت روانشناختی بر نگرش‌های کارکنان هم‌راستا است. نتایج پژوهش حاضر نشان می‌دهند اگر کارکنان نسبت به سازمان و کار خود احساس مالکیت روانشناختی مثبت داشته باشند، به احتمال بیشتری مبادرت به رفتارهای فرانقش و ازجمله تسهیم دانش خواهند کرد. احساس مالکیت روانشناختی مثبت به معنای احساس وابستگی قوی و مطلوب روانی با سازمان است؛ به طوری که در این حالت، سازمان بخشی از وجود فرد محسوب می‌شود. مطابق نظر پیرس و همکاران (2001)، احساس مالکیت روانشناختی نوعی احساس تعلق و یا یک احساس شناختی فردی است که حالتی کاملاً آگاهانه دارد. این امر باعث می شود بتوان این مفهوم را در مباحث رفتار سازمانی تحلیل کرد. همان‌طور که ون‌داین و پیرس (2004) در تبیین مبانی نظری مالکیت روانشناختی در سازمان توضیح داده‌اند، در سطح سازمانی، احساس مالکیت روانشناختی به معنای احساس مالکیت فرد نسبت به سازمان، مشاغل و یا فرایندهای سازمانی است. پیرس و همکاران (2001) در تبیین نظری مالکیت روانشناختی در سازمان اظهار می‌دارند زمانی که احساس مالکیت نسبت به سازمان باعث تأمین نیاز کارکنان به خودکارآمدی و هویت‌یابی شود، آنها انرژی و منابع زیادی را صرف تحقق اهداف سازمان خواهند کرد تا سازمان به نوعی تبدیل به خانه آنها شود. مالکیت روانشناختی مثبت باعث شکل‌گیری احساسات مثبتی همچون شور و شوق، شادی، رضایتمندی، غرور و افتخار و احساس مسئولیت‌پذیری در افراد می‌شود. این احساسات نشان‌دهندۀ حالات عاطفی و شناختی مثبت و بسیار فعال‌اند که درنهایت به بهزیستی ذهنی افراد منجر می‌شوند. زمانی که کارکنان ازنظر روانشناختی به کار و سازمان خود احساس مالکیت کنند، اهمیت بیشتری برای موفقیت سازمان قائل خواهند بود و درنتیجه، بیشتر مبادرت به تسهیم دانش در سازمان خواهند کرد تا از این طریق موجبات عملکرد بهتر سازمان را فراهم کنند. ضمن اینکه تسهیم دانش و تجربیات، ابزاری برای خوداظهاری و نشان‌دادن توانایی‌ها و قابلیت‌های فرد به دیگران و همچنین نشان‌دادن احساس مالکیت فرد نسبت به سازمان است و می‌تواند منافع فردی مختلفی مانند احساس غرور، افزایش هویت‌یابی فرد با سازمان، جلب احترام و کسب شهرت و اعتبار بیشتر و حتی کاهش بیگانگی شغلی یا افزایش تعهد سازمانی را به همراه داشته باشد. یافته‌های پژوهش حاضر علاوه بر تأیید تأثیر مثبت مالکیت روانشناختی مثبت در رفتار تسهیم دانش در سازمان، نقش میانجی مالکیت روانشناختی مثبت را در رابطۀ جوّ توسعۀ منابع انسانی با تسهیم دانش نیز تأیید کرد؛ به این معنی که جوّ توسعۀ منابع انسانی با تأثیرگذاشتن بر شکل‌گیری احساس مالکیت روانشناختی مثبت در کارکنان، بر رفتار تسهیم دانش مؤثر خواهد بود. کیو و همکاران (2015) نیز در پژوهش خود نتیجه‌ای مشابه با این یافته پژوهش حاضر مبنی بر تأثیر احساس مالکیت روانشناختی مثبت بر رفتارهای کارکنان به دست آوردند. ون داین و پیرس (2004) نیز در پژوهش خود به این نتیجه رسیدند که احساس مالکیت روانشناختی بر رفتارهای فرانقش کارکنان تأثیر مثبت دارد. براساس یافته‌های پژوهش حاضر می‌توان گفت به‌منظور ارتقاء تسهیم دانش در سازمان که امری انکارناپذیر در موفقیت سازمان‌ها محسوب می‌شود، تلاش برای ایجاد جوّ مطلوب توسعۀ منابع انسانی در سازمان بسیار مفید و موثر خواهد بود؛ زیرا علاوه بر تأثیر مستقیم جوّ توسعۀ منابع انسانی بر تسهیم دانش، با ایجاد احساس مالکیت روانشناختی مثبت نیز بر رفتار تسهیم دانش در سازمان تأثیرگذار است. در این راستا توجه به ابعاد سه‌گانۀ اصلی جوّ توسعۀ منابع انسانی شامل حمایت کلی از توسعۀ منابع انسانی، مکانیسم‌های توسعۀ منابع انسانی شامل ارزیابی عملکرد، ارزیابی استعداد، برنامه‌ریزی مسیر شغلی، بازخور، آموزش و راهنمایی و همچنین ابعاد گشودگی، رویارویی، اعتماد، استقلال، پیشگامی، قابلیت اطمینان و تشریک مساعی و اقدام برای بهبود وضعیت آنها در سازمان بسیار راهگشا خواهد بود. علاوه بر این، در ارتباط با مالکیت روانشناختی، مفهوم دیگری با نام مالکیت روانشناختی جمعیِ پیرس و جاسیلا (2010) مطرح شده است که به معنای احساس مالکیت جمعی نسبت به یک موضوع مثلاً سازمان یا کار است. پژوهش‌های آتی می‌توانند به بررسی نقش احساس مالکیت روانشناختی جمعی در فرایند مدیریت دانش بپردازند. به دلیل اینکه مفهوم مالکیت روانشناختی جمعی از پیچیدگی‌های بیشتری برخوردار است، جنبه‌های مختلفی را شامل می‌شود و تأثیرات متنوعی بر رفتارهای فرانقش کارکنان و ازجمله تسهیم دانش دارد. جوّ توسعۀ منابع انسانی و مالکیت روانشناختی مثبت می‌توانند تأثیرات معنی‌داری بر مراحل مختلف فرایند مدیریت دانش داشته باشند که در پژوهش حاضر صرفاً رفتار تسهیم دانش بررسی شد که پژوهش‌های آتی می‌توانند با نگاهی جامع‌تر، سایر مراحل مدیریت دانش در سازمان را نیز بررسی کنند. به علاوه، این پژوهش، مقطعی است و داده‌های مورد نیاز برای آزمون فرضیه‌ها صرفاً با پرسشنامه جمع‌آوری شده‌اند. پژوهش‌های بعدی می‌توانند با بررسی داده‌ها در بازه‌های زمانی طولانی‌تر و با استفاده از سایر ابزارهای جمع‌آوری‌داده، به بررسی بیشتر مدل پژوهش حاضر بپردازند.



[1].Openness, Confrontation, Trust, Autonomy, Proactiveness, Authenticity, Collaboration, Experimentation.

[2]- Van Dyne & Pierce Psychological Ownership Questionnaire

[3] - Lin Knowledge Sharing Behavior Questionnaire

[4] - Rao & Abraham HRD Climate Questionnaire

آذرنوش، ف.، نیسی، ع.، مرادی کوچی، س.، و دریکوند، ط. (1391). رابطۀ مالکیت روانشناختی با تعهد عاطفی و میل ماندن در شغل در کارکنان شرکت ملی مناطق نفت‌خیز جنوب اهواز.‌ دانش و پژوهش در روانشناسی کاربردی، 47، 80-73.

اسماعیل‌پور، ر.، کاشانی، س.، و نیکوکار، ه. (1393). تسهیم دانش، بررسی نقش عوامل موثر بر آن و بهره‌وری سازمان. مدیریت بهره‌وری، 31، 73-51.

تقوی‌فرد، م.، آقاخانی، ن.، و رضایی‌نور، ج. (1394). چارچوبی برای شناسایی و گروه‌بندی ابزارهای تسهیم دانش: (مورد مطالعه: گروه مپنا). پژوهش‌های مدیریت در ایران، 19، 60-37.

سلیمی، ق.، کشاورزی، ف.، و حیدری، ا. (1393). مطالعۀ تجربی رابطۀ توانمندسازی روانشناختی و بلوغ رفتار تسهیم دانش دانشجویان دکتری دانشگاه شیراز. فصلنامه علمی - پژوهشی رهیافتی نو در مدیریت آموزشی، 5(19)، 22-1.

قاسمی، و. (1392). مدل سازی معادلۀ ساختاری در پژوهش‌های اجتماعی با کاربرد Amos، چاپ اول، تهران: انتشارات جامعه شناسان.

منوریان، ع.، فضلی، ف.، و یگانه، خ. (1393). بررسی استراتژی‌های مؤثر بر فرایند تسهیم دانش (عوامل پیش‌برنده و بازدارنده) در سازمان دولتی. پژوهش‌های مدیریت راهبردی، 55، 132-105.

یزدان‌شناس، م. (1395). نقش رفتار سازمانی مثبت‌گرا در رابطۀ بین رهبری تحول‌آفرین و بدبینی کارکنان. پژوهشنامۀ روانشناسی مثبت، 2(5)، 18-1.

Avey, J. B., Avolio, B. J., Crossley, C. D., & Luthans, F. (2009). Psychological ownership: Theoretical extensions, measurement and relation to work outcomes. Journal of Organizational Behavior, 30(2), 173-191.

Bakker, A. B., Demerouti, E., & Lieke, L. (2012). Work engagement, performance, and active learning: The role of conscientiousness. Journal of Vocational Behavior, 80(2), 555-564.

Boateng, H., & Agyemang, F. G. (2016). A qualitative insight into key determinants of knowledge sharing in a public sector institution in Ghana. Information Development, 32(1), 35-43.

Bock, G. W., Zmud, R. W., Kim, Y. G., & Lee, J. N. (2005). Behavioral intention formation in knowledge sharing: Examining the roles of extrinsic motivators, social-psychological forces, and organizational climate. MIS Quarterly, 29, 87-111.

Brown, G., Pierce, J. L., & Crossley, C. (2014). Toward an understanding of the development of ownership feelings. Journal of Organizational Behavior, 35(3), 318-338.

Brown, G., & Zhu, H. (2016). ‘My workspace, not yours’: The impact of psychological ownership and territoriality in organizations. Journal of Environmental Psychology, 48, 54-64.

Cai, H. R., Li, M., & Guan, P. P. (2016). Fostering managers' knowledge-sharing behavior: The impact of the employee–organization relationship. Social Behavior and Personality: an International Journal, 44(4), 669-677.

Chumg, H. F., Seaton, J., Cooke, L., & Ding, W. Y. (2016). Factors affecting employees' knowledge-sharing behaviour in the virtual organisation from the perspectives of well-being and organisational behaviour. Computers in Human Behavior, 64, 432-448.

Gagne, M. (2009). A model of knowledge-sharing motivation. Human Resource Management, 48(4), 571.

Grippa, F. (2009). A social network scorecard to monitor knowledge flows across communication media. Knowledge Management Research & Practice, 7(4), 317-328.

Harrison, R., & Kessels, J. M. (2004). Human Resource Development in a Knowledge Economy: an Organizational View. New York: Palgrave.

Hofstede, G. (1993). Cultural constraints in management theories. The Academy of Management Executive, 7(1), 81-94.

Jussila, I., Tarkiainen, A., Sarstedt, M., & Hair, J. F. (2015). Individual psychological ownership: concepts, evidence, and implications for research in marketing. Journal of Marketing Theory and Practice, 23(2), 121-139.

Khana, N. A., & Tarab, S. (2012). An empirical presentation of HRD climate and employee development in telecommunication industry a case study of Indian private sector. International Journal of Trade and Commerce, 1(1), 1-10.

Kim, Y. W., & Ko, J. (2014). HR practices and knowledge sharing behavior focusing on the moderating effect of trust in supervisor. Public Personnel Management, 43(4), 586-607.

Kuvaas, B., & Dysvik, A. (2010). Exploring alternative relationships between perceived investment in employee development, perceived supervisor support and employee outcomes. Human Resource Management Journal, 20(2), 138-156.

Lee, J., & Suh, A. (2015). How do virtual community members develop psychological ownership and what are the effects of psychological ownership in virtual communities?. Computers in Human Behavior, 45, 382-391.

Li, J., Yuan, L., Ning, L., & Li-Ying, J. (2015). Knowledge sharing and affective commitment: the mediating role of psychological ownership. Journal of Knowledge Management, 19(6), 1146-1166.

Lin, H. F. (2007). Effects of extrinsic and intrinsic motivation on employee knowledge sharing intentions. Journal of Information Science, 33, 135–149.

Lin, Q., Lin, L., & Ye, D. (2015). Factors influencing knowledge-sharing behaviors and learning effect: A multilevel investigation. Social Behavior and Personality: an International Journal, 43(10), 1683-1698.

Luoma, M. (2000). Developing people for business success: Capability-driven HRD in practice. Management Decision, 38(3), 145-153.

Luthans, F., & Youssef, C. M. (2007). Emerging positive organizational behavior. Journal of Management, 33(3), 321-349.

McGregor, J., Tweed, D., & Pech, R. (2004). Human capital in the new economy: devil's bargain?. Journal of Intellectual Capital, 5(1), 153-164.

McMillan, D. W., & Chavis, D. M. (1986). Sense of community: A definition and theory. Journal of Community Psychology, 14(1), 6-23.

Mishra, M. (1999). Job satisfaction as a correlate of HRD climate: an empirical study. Indian Journal of Training and Development, 29(2), 5-16.

Mittal, S., Gupta, V., & Mottiani, M. (2016). HRD climate & customer satisfaction in Indian private banks. Indian Journal of Industrial Relations, 51(3), 447-456.

Mouran, E., & Volkwein, J. F. (1992). Organizational climate as a factor of productivity in public and private sector enterprises. Journal of Community Guidance and Research, 16 (1), 33-42.

Muduli, A. (2015). High performance work system, HRD climate and organizational performance: an empirical study. European Journal of Training and Development, 39(3), 239-257.

Mustafa, M., Ramos, H. M., & Man, T. W. Y. (2015). Linking psychological ownership to employee extra-role behaviours in small overseas Chinese family businesses: Does family status matter?. Journal of Entrepreneurship in Emerging Economies, 7(2), 129-147.

Nonaka, I., & Takeuchi, H. (1995). The knowledge-creating company: How Japanese companies create the dynamics of innovation. Oxford university press.

Pareek, U. (1997). Studying organizational ethos: the outpace profile, in Pfeiffer, J. W. (ed.), The 1994 Annual: Developing Human Resources, University Associates, San Diego, CA, pp. 153-165.

Peng, H., & Pierce, J. (2015). Job-and organization-based psychological ownership: Relationship and outcomes. Journal of Managerial Psychology, 30(2), 151-168.

Pierce, L. (2012). Organizational structure and the limits of knowledge sharing: Incentive conflict and agency in car leasing. Management Science, 58(6), 1106-1121.

Pierce, J. L., & Jussila, I. (2010). Collective psychological ownership within the work and organizational context: Construct introduction and elaboration. Journal of Organizational Behavior, 31(6), 810-834.

Pierce, J. L., & Jussila, I. (2011). Psychological ownership and the organizational context: Theory, research evidence, and application. Edward Elgar Publishing.

Pierce, J. L., Kostova, T., & Dirks, K. T. (2001). Toward a theory of psychological ownership in organizations. Academy of Management Review, 26(2), 298-310.

Qiu, M., Hu, B., Xu, Z., & Li, Y. (2015). Employees' psychological ownership and self-efficacy as mediators between performance appraisal purpose and proactive behavior. Social Behavior and Personality: an international journal, 43(7), 1101-1109.

Rao, T. V., & Abraham, E. (1986). HRD climate in organizations. Readings in Human Resource development, Oxford & IBH publishing Co. Pvt. Ltd, New Delhi, 36-45.

Rao, T. V., & Abraham, E. (1990). The HRD climate survey, In Pfeiffer, J. W. (Ed.). The 1990 Annual Developing Human Resources, San Diego, CA: University Associates.

Schneider, B. (1975). Organizational climates: An essay1. Personnel Psychology, 28(4), 447-479.

Schwaer, C., Biemann, T., & Voelpel, S. (2012). Antecedents of employee's preference for knowledge-sharing tools. The International Journal of Human Resource Management, 23(17), 3613-3635.

Sowanson, R . A. (1995). Human resource development performance is the Key. Human Resource Development Quarterly, 6, 207-213.

Tremblay, M., & Landreville, P. E. (2015). Information sharing and citizenship behaviors mediating the roles of empowerment, Procedural Justice, and Perceived Organizational Support. International Journal of Business Communication, 52(4), 347-368.

Van den Hooff, B., & de Leeuw van Weenen, F. (2004). Committed to share: commitment and CMC use as antecedents of knowledge sharing. Knowledge and Process Management, 11(1), 13-24.

Van den Hooff, B., & De Ridder, J. A. (2004). Knowledge sharing in context: the influence of organizational commitment, communication climate and CMC use on knowledge sharing. Journal of Knowledge Management, 8(6), 117-130.

Van Dyne, L., & Pierce, J. L. (2004). Psychological ownership and feelings of possession: Three field studies predicting employee attitudes and organizational citizenship behavior. Journal of Organizational Behavior, 25(4), 439-459.

Wang, S., & Noe, R. A. (2010). Knowledge sharing: A review and directions for future research. Human Resource Management Review, 20(2), 115-131.

Wani, T. A. (2013). An Empirical Study of HRD Climate and OCTAPACE Culture in FMCG Companies in India: A Case Study of Cadbury India-Thane Plant. Journal of Research in Management and Technology, 11, 100-106.

Wen, Q., & Qiang, M. (2016). Coordination and knowledge sharing in construction project-based organization: A longitudinal structural equation model analysis. Automation in Construction, 79, 309-320.

Zhang, J., Zhou, M., & Zhang, J. (2016). The interactive effects of personality and burnout on knowledge sharing among teachers. Social Behavior and Personality: an International Journal, 44(8), 1267-1280.