The effect of Spiritual Resources on Turnover Intention and Workplace Well-beingin Employees: The mediation of Emotional Exhaustion and Work Engagement

Document Type : Research Paper

Authors

1 Associate Professor of Industrial and Organizational Psychology, Shahid Chamran Univrsity of Ahvaz, Ahvaz, Iran

2 Ph.D. Candidate of Psychology, Shahid Chamran University of Ahvaz, Ahvaz, Iran

3 Professor of Clinical Psychology, Shahid Chamran Univrsity of Ahvaz, Ahvaz, Iran

Abstract

Spiritual resources is one of the important factors that could affect job outcomes. The purpose of this research was to design and test the effect of spiritual resources (sacred calling to the work, secure attachment to God, and collaborative religious coping)  on turn-over intention and work-place well-being with the mediation of emotional exhaustion and work engagement. turnover intention and work well-being as job outcomes of spiritual resource in Khuzestan Steel Company employees. Therefore, through convenient sampling, 315 employees were selected and and asked to complete the following qustionnaires: Dik, Eldridge and Steger Calling and Vocation Scale, Beck and McDonald Attachment  to God Scale, Pargament, Kennell, Hathaway, Grevengoed, Newman, and Jones Religious Problem Solving Scale, Schaufeli, Bakker, and Salanova Work Engagement Scale, Bozeman and Perrewé Turnover Intention Scale, Schaufeli, Leiter, Maslach, and Jackson Emotional Exhaustion Scale, and Zheng, Zhu, Zhao, and Zhang Workplace Well-being of Employee Scale. Statistical data was  analyzed  using structural equation modeling. Mediator effects were tested using the bootstrap method. The results showed that the spiritual resources both directly and indirectly through emotional exhaustion and work engagement have significant effects on the work well-being of employees and turnover intention. The results also indicated that spiritual resources, despite cultural and religious differences, can increase the perception of control, the sense of meaning and calling and flexibility in the employees, thereby reducing emotional exhaustion and increasing work engagement.

Keywords

Full Text

امروزه پژوهشگران رفتار سازمانی مثبت نگر عواملی که قابل تغییر و بهبود هستند را مورد مطالعه قرار می‌دهند (هاشمی شیخ شبانی، اصلان پور جوکندان و نعامی، 1391). در روانشناسی مثبت نگر به جای تمرکز بر فرسودگی هیجانی[1]، بهبود اشتیاق شغلی[2] که حالت انگیزشی و هیجانی مثبتی است که کارکنان در محیط کاری آن را تجربه می­کنند، هدف قرار می­گیرد و از طرفی پژوهش­های پیشین نشان داده­اند که از جمله عواملی که می­توانند باعث افزایش اشتیاق شغلی در کارکنان شوند، منابع معنوی هستند (بیکرتون، 2013). منابع معنوی[3] به عنوان طبقه­ای از منابع شخصی که از ارتباط با یک وجود مقدس ناشی شده است تعریف شده­اند. از این رو، منابع معنوی شامل عقاید، آداب و رسوم و فعالیت­هایی در ارتباط با مقدسات بوده و انعطاف­پذیری شخص و همچنین ادراک کنترل و اثر گذاری وی بر محیطش را افزایش می­دهند. کنترل ادراک شده و بامعنا بودن (به عنوان توانمندی مقابله با استرس) دو مکانیسم معروف روانشناختی هستند که مسئول ارتباط قوی بین ابعاد معنویت و پیامدهای مثبت بهزیستی روانشناختی در نظر گرفته می­شوند (هود، هیل و اسپیلکا[4]، 2009، به نقل از بیکرتون، 2013). بنابراین قابل قبول است که فرض کنیم منابع معنوی، در نتیجه ویژگی افزایش کنترل ادراک شده و پرمعنا بودن، ارتباط مثبتی با اشتیاق شغلی و فرایند انگیزشی و ارتباط منفی با فرسودگی هیجانی و فرایندهای ایجاد اختلال در سلامت دارند. منابع معنوی می­توانند کنترل ادراک شده کارکنان بر دستیابی به هدف کاری را افزایش دهند. این افزایش در کنترل ادراک شده به دلیل تجربه خدای قدرتمندی است که آنها به او ایمان دارند (پارگامنت و هان[5]، 1986، به نقل از بیکرتون، 2013). افرادی­که منابع معنوی قدرتمندتری در اختیار دارند ممکن است اعتقاد قویتری به توانایی خود در دستیابی به اهداف داشته و همچنین سختی­های شغلی را به صورت چالش­هایی در نظر بگیرند که می­تواند به عنوان راهی برای رسیدن به منابع الهی ­باشد (پارک[6]، 2012، به نقل از بیکرتون). اندازه­گیری­های متعددی از بهزیستی ذهنی، ارتباط مثبتی با ابعاد گوناگون معنویت از طریق مکانیسم افزایش کنترل ادراک شده نشان داده است (جاکسون و برگمن[7]، 2011، به نقل از بیکرتون، 2013). از سوی دیگر با معنی بودن یک وضعیت روانشناختی مهم است که مقدار انگیزه و اشتیاق فرد در کار را تحت تاثیر قرار می­دهد (ساکس، 2011). بامعنا بودن را می­توان به عنوان ارزشمند بودن هدف کار تعریف کرد که در ارتباط با ایده­آل­ها یا هنجارهای افراد است (می، گیلسون و هارتر، 2004). وقتی کار به عنوان هدفی مقدس یا خدمت به خداوند در نظر گرفته شود به تلاش هایی منجر خواهد شد که نتیجه آن افزایش انگیزه، تعهد، اختصاص زمان و انرژی بیشتر و احتمال بیشتر انجام تکالیف است (پالوتزیان و لو، 2012). معنویت بر مؤلفه­های نوع دوستی، ادب و ملاحظه، و رفتار شهروندی سازمانی کارکنان موثر است (بیک زاد، یزدانی و حمدالهی، 1390؛ اباذری محمودآباد و امیریان زاده، 1395). معنویت در محیط کار با عملکرد وظیفه­ای کارکنان رابطه مثبت و معنی‌دار دارد (ملایی، مهداد و گل پرور، 1393) و می‌تواند موجب تحقق کارآفرینی سازمانی، بهبود بهره‌وری، ارتقاء شاخص­های مالی و افزایش عملکرد شود (رحیم نیا، قره باغی، ملایی و بهپور، ۱۳۸۹).

به نظر می رسد برخی ابعاد عقاید و آداب و رسوم معنوی می­توانند اثرات بسیار مثبتی بر بهزیستی داشته باشند، در حالیکه برخی دیگر اثرات خنثی و یا حتی بسیار منفی دارند (پارگامنت، ماهونی، اکسلین، جونز و شافرانسکی[8]، 2013، به نقل از بیکرتون، 2013). بنابراین در این پژوهش تنها به بررسی سه بعد معنوی که پیش از این پیامد مثبت آنها نشان داده شده است، پرداخته می­شود. این سه بعد شامل دلبستگی ایمن به خدا[9]، مقدس دانستن کار[10] و راهبردهای مقابله مذهبی مشارکتی[11] است (بیکرتون، 2013). دلبستگی ایمن به خدا به عنوان حسی از ارتباط حمایت کننده از سوی خدا یا یک تجربه الهی در زندگی یا کار شخصی تعریف شده است. راهبردهای مقابله مذهبی استفاده از رفتارها و عقاید مذهبی برای تسهیل حل مساله به منظور پیشگیری یا کاهش پیامدهای هیجانی شرایط استرس‌زای زندگی است (کوئینگ، پارگامنت و نیلسن، 1998). راهبردهای مقابله مذهبی مشارکتی، بیانگر یک سبک مقابله مذهبی فعالانه است که در آن فرد از یک سو مشکل را هدف قرار می­دهد و از سوی دیگر از خدا حمایت و کمک می­طلبد (پارگامنت، 1997، به نقل از بیکرتون، 2013). مقدس دانستن نیز به عنوان در نظر گرفتن یک فعالیت کاری ویژه که از منبع مقدس متعالی نشات گرفته است تعریف می­شود (استگر، پیکرینگ، شین و دیک، 2010). بیکرتون (2013) نشان داد که دلبستگی ایمن به خدا با مقابله مذهبی مشارکتی و با مقدس دانستن و همچنین مقدس دانستن با مقابله مذهبی مشارکتی رابطه دارد.

بامعنا بودن تکالیف کاری با اشتیاق شغلی و پیامدهای سازمانی مثبت ارتباط دارد (هیرچی، 2012، به نقل از بیکرتون، 2013؛ ژی، ژی، ژین و ژو، 2016؛ ساکس، 2011). افرادی که کار را به عنوان امر مقدسی در نظر می­گیرند، امید بیشتر به کار (دافی، الان و دیک، 2011)، انگیزش شغلی درونی (ورزینسکی، 2012، به نقل از بیکرتون، 2013)، وفاداری بیشتر به سازمان (نادی و گل پرور،1390) خودکارآمدی در تصمیم­گیری شغلی (پارک، سون و ها، 2016)، غیبت کم و افزایش تعهد شغلی (لی و یانگ، 2016)، اشتیاق شغلی (اوگوو و انیشی، 2017)، استرس، افسردگی و تعارض کمتر (شافلی و سالانوا، 2011)، رضایت شغلی بیشتر (جعفری، کمرزرین، کردمیرزا،  سیفی زاده، 1394) و توانمندی بیشتری (فقیهی، زارعی متین، جندقی، موسوی، 1390) را گزارش می­کنند. افرادی که دارای حس مقدس دانستن کار هستند وقتی با موقعیت­های ناآشنا و دشوار روبرو می­شوند به احتمال بیشتری قادرند شکست­ها یا عقب نشینی­های موقتی را مدیریت کنند، به این دلیل که معتقدند در نهایت پیروز خواهند شد (هیرچی، 2012، به نقل از بیکرتون، 2013).

پژوهش­های دیگر نشان می­دهند که دلبستگی ایمن به خدا همانند دلبستگی ایمن انسانی، بهزیستی روانشناختی را بهبود بخشیده و پریشانی را کاهش می­دهد (گرانکویست و کرک پاتریک، 2013؛ برادشاو و کنت، 2017). دلبستگی ایمن به خدا به عنوان پایگاه امنی عمل می­کند که در آن افراد می­توانند مجذوب بافت کاری خود شوند و همچنین در رویارویی با تقاضاهای شغلی که تهدید آمیز ارزیابی می­شوند، پایگاه امنی را فراهم می­کند که باعث آرامش و تسلیت خاطر می­شود (هازن و شاور، 1990؛ دیویس، 2017). یک پایگاه ایمن، انگیزه مثبت برای موفقیت را تسهیل می­کند زیرا افراد را قادر می­سازد تا موفقیت را برحسب منافع بالقوه در نظر بگیرند و به طور کامل بر حرفه خود تمرکز کنند (الیوت و ریس، 2003؛ هود و همکاران، 2009، به نقل از بیکرتون، 2013). کارکنانی که دلبستگی ایمن به خدا دارند، به طور موثری برای یافتن راه­های رسیدن به اهداف ارزشمند تلاش کرده و نمرات فرسودگی هیجانی پایینی دارند (ویلیامز، 2017؛ شرر، آلن و هارپ، 2016؛ سیمونز، گوتی، نلسون و لیتل، 2009؛ ونهیول و دکلرک، 2009؛ کالدور و بولپیت[12]، 2001، به نقل از بیکرتون، 2013).

راهبردهای مقابله مذهبی مشارکتی بیانگر یک مقابله مذهبی است که ارتباط مثبتی با سلامت و بهزیستی روانشناختی دارد (آنو و وسکانسلس، 2005؛ ابورایا، پارگامنت و کراس، 2016). مقابله مذهبی مشارکتی با حس قویتری از کنترل شخصی مرتبط است که عزت نفس و اعتماد به نفس فرد در مدیریت سختی­ها را افزایش می­دهد (هاریسون، کوئینگ، هایز، امی-آکواری و پارگامنت، 2001؛ پاسکو، هیل، موساکوسکی و جانسون؛ 2016).

در مجموع می­توان گفت که منابع معنوی با کاهش فرسودگی هیجانی رابطه دارد (راندال، 2007؛ سیمونز و همکاران، 2009؛ ونهیول و دکلرک، 2009؛ لیانگ، لیانگ و سان، 2016). از طرفی فرسودگی هیجانی با بهزیستی در محل کار[13] رابطه دارد (نتو، فریرا، مارتینز و فریرا، 2017؛ کالدور و بولپیت، 2001، به نقل از بیکرتون، 2013). فرسودگی هیجانی همچنین قصد ترک[14] شغل در کارکنان را افزایش می­دهد (جین-فنگ و پنگ، 2016؛ لو، 2016؛ اریکسون و همکاران، 2009؛ هانگ-یوای، فولی و لویی، 2005). از این رو، فرض پژوهش بر این است که فرسودگی هیجانی می­تواند به عنوان متغیر میانجی بین منابع معنوی و متغیرهای وابسته (قصد ترک شغل، بهزیستی در محل کار) عمل کند.

منابع معنوی، اشتیاق شغلی را افزایش می­دهند (مینر، 2009؛ آرورا و باگات، 2016؛ بیکوس و هال، 2009). علاوه بر این، اشتیاق شغلی با بهزیستی در محل کار رابطه مثبت و با قصد ترک شغل رابطه منفی (شیمازو، شافلی، کامیامی و کاواکامی، 2015؛ پارک و چو، 2015؛ شافلی و بیکر، 2004) دارد. بنابراین فرض پژوهشگر این بود که اشتیاق شغلی به عنوان متغیر میانجی بین منابع معنوی و متغیرهای وابسته (قصد ترک شغل، بهزیستی در محل کار) عمل کند.

پیش از این در مطالعه اشتیاق شغلی و فرسودگی هیجانی از الگوی بسط یافته منابع-تقاضاهای شغلی (JD-R[15]) که یک چهارچوب نظری فراگیر از بهزیستی روان شناختی در محیط کار است به طور گسترده­ای استفاده شده است (آلبرخت[16]، 2010، به نقل از بیکرتون، 2013). در این الگو مطرح می­شود که فرسودگی هیجانی سبب افزایش میزان قصد ترک شغل و کاهش سلامت هیجانی و همچنین اشتیاق شغلی منجر به افزایش سلامت هیجانی و کاهش قصد ترک شغل در کارکنان است (بیکرتون، 2013).  بیکرتون (2013) در راستای اهداف روانشناسی مثبت نگر و گسترش مدل منابع-تقاضاها، منابع معنوی را به عنوان پیش‌بین‌های فرسودگی هیجانی، اشتیاق شغلی، سلامت هیجانی و قصد ترک شغل، در این مدل جای داد. وی مطالعه خود را بر روی کارکنان مذهبی استرالیایی صورت داد و در پایان به این نتیجه رسید که منابع معنوی از طریق نقش میانجی­گری اشتیاق شغلی و فرسودگی هیجانی، بر سلامت هیجانی و قصد ترک شغل کارکنان اثر می‌گذارند.

در پژوهش حاضر با هدف بررسی نقش فرسودگی هیجانی و اشتیاق شغلی به­عنوان متغیرهای میانجی که منابع معنوی از طریق آنها به تمایل به ترک شغل کمتر و بهزیستی بالاتر منتهی می­شود و پیش از این پژوهش‌ها به­خصوص در جامعه ایرانی توجه کافی به آن نداشته­اند و افزایش روایی نظری و پژوهشی مدل پیشنهادی بیکرتون، این مدل را با برخی تغییرات مورد مطالعه قرار داده است. بیکرتون مطالعه خود را بر روی کارکنان مذهبی در بافت یک جامعه به طور عمده سکولار انجام داد که می­تواند تفاوت­های فرهنگی با جامعه ایران که بافت آن را به طور عمده مذهب تشکیل می­دهد داشته باشد. از این رو بررسی مدل پیشنهادی بیکرتون در یک بافت فرهنگی متفاوت می­تواند اطلاعات مفید و مهمی درخصوص نقش احتمالی عوامل بین فرهنگی ایفا کند. در مطالعه بیکرتون نقش منابع شغلی و تقاضاهای شغلی نیز بررسی شده است که در پژوهش حاضر به دلیل تاکید بر مطالعه نقش منابع معنوی این دو عامل لحاظ نشده­اند. از طرفی در مدل بیکرتون، اطمینان از طرد شدن از سوی خدا[17]، به­عنوان یکی از بیانگرهای منابع معنوی در نظر گرفته شده بود که به دلیل بار عاملی ضعیفی که در مطالعه وی داشت در پژوهش حاضر حذف شد. تفاوت دیگر مربوط به استفاده از متغیر بهزیستی در محل کار در مطالعه حاضر به جای اختلال در سلامت هیجانی[18] در مطالعه بیکرتون است. علت این انتخاب استفاده از ابزار بهزیستی کارکن بود که در ایران هنجار شده است (کعب عمیر، شنبدی و هاشمی شیخ شبانی، 1395) و فرض بر این بود که اطلاعات دقیق­تری در خصوص بهزیستی در محل کار کارکنان (که یکی از خرده مقیاس­های این ابزار است)­ می­تواند بدست دهد. همچنین در این مطالعه به منظور بررسی تاثیر منابع شغلی بر بهزیستی در محل کار از طریق اشتیاق شغلی، مسیر اشتیاق شغلی به بهزیستی در محل کار به مدل اضافه شد. در مجموع با توجه به محبوبیت و نگاه مثبت موجود به معنویت و معنویت‌گرایی، انجام پژوهش در این حوزه می­تواند بسترساز پیشنهاد به­کارگیری دانش علمی حوزه معنویت برای ارتقاء بهزیستی و کاهش تمایل به ترک شغل کارکنان شود که در برخی موارد برای سازمان­های ایران هزینه‌های گزافی به همراه می­آورد. بنابراین هدف از تدوین این الگو تبیین اشتیاق شغلی و فرسودگی هیجانی بر اساس منابع معنوی، شامل رابطه نزدیک با خداوند، مقدس دانستن کار و راهبردهای مقابله­ای مذهبی مشارکتی و در نهایت بررسی نقش میانجی­گری اشتیاق شغلی و فرسودگی هیجانی در ارتباط بین این پیشایندها و قصد ترک شغل و بهزیستی در محل کار است. شکل 1 این الگوی مفهومی را نشان می­دهد.

 

 

 

منابع معنوی

راهبردهای مقابله‌ای مذهبی مشارکتی

دلبستگی ایمن به خدا

مقدس دانستن کار

قصد ترک شغل

جذب

نیرومندی

وقف خود

اشتیاق شغلی

فرسودگی هیجانی

بهزیستی در محل کار

شکل 1. مدل مفروض پیامدهای شغلی

منابع معنوی
 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 


روش

روش پژوهش، جامعه آماری و نمونه: روش پژوهش در این مطالعه، توصیفی و از نوع الگویابی معادلات ساختاری است. جامعه پژوهش شامل تمام کارکنان شرکت فولاد خوزستان بود. در پژوهش حاضر با توجه به تعداد مسیرها (12 مسیر)، تعداد واریانس­های متغیرهای برونزاد (1 متغیر)، و تعداد واریانس‌های ‌خطای درون مدل (4 خطا) تعداد 17 پارامتر محاسبه گردید. با در نظر گرفتن پیشنهاد کلین[19] (1998، به نقل از بشلیده، 1391)، به ازاء هر پارامتر محاسبه شده برای آزمودن مدل دست کم نیاز به 10 آزمودنی وجود دارد با توجه به اینکه در پژوهش کنونی پارامتر‌های ‌مشاهده‌ شده 17 مورد است، حجم نمونه 340  نفر در نظر گرفته شد (به ازاء هر پارامتر حدود 20 آزمودنی در نظر گرفته شده است) که به صورت در دسترس از بین بخش­های مختلف شرکت فولاد خوزستان انتخاب















شدند و در نهایت تعداد 315 پرسشنامه معتبر دریافت شد.

لازم به ذکر است به دلیل گستردگی عظیم این شرکت و عدم امکان دسترسی به منبع موثق اطلاعاتی، تعداد کل جامعه در این پژوهش برای پژوهشگر میسر نبود.

ابزارهای سنجش: پرسشنامه مقدس دانستن کار[20] (CVQ): مقدس دانستن کار توسط خرده مقیاس 4 ماده­ای حضور یک نیروی برتر همراه[21] که توسط دیک، الدریج و استگر (دیک، الدریج و استگر، 2008 به نقل از بیکرتون، 2013) طراحی شده است و در یک طیف 7 درجه­ای (کاملا مخالف تا کاملا موافق) نمره‌گذاری می­­شود و مقدس دانستن کار یا حرفه خاصی را که از یک نیروی برتر نشات گرفته است اندازه گیری می­کند. این پژوهشگران برای بررسی پایایی، ضریب آلفای کرونباخ 85/0 را برای خرده مقیاس حضور نیروی ماورایی گزارش می­کنند که در بازآزمایی یک ماه بعد نیز ضریب پایایی 67/0 داشته است. بیکرتون (2013) همبستگی بین نمرات این مقیاس 4 ماده­ای را با مقیاس­های دلبستگی ایمن به خدا 4/0 (001/0p<) و با مقابله مذهبی مشارکتی 35/0 (001/0p<) گزارش می­کند و تحلیل عوامل اکتشافی نشان ­داد که این سوالات، 48/0 از واریانس منابع معنوی را تبیین می­کند که همگی حاکی از روایی این پرسشنامه است. پایایی این ماده­ها در پژوهش حاضر با روش آلفای کرونباخ 704/0، و همبستگی بین این 4 ماده با مقیاس بهزیستی در محل کار 128/0 بود (05/0p<).

سیاهه دلبستگی به خدا[22](AGI): سیاهه دلبستگی ایمن به خدا بک و مک دونالد (2004) ابعادی از دلبستگی شخص به خدا را اندازه گیری می­کند (هیل و ادواردز، 2013، به نقل از بیکرتون، 2013). این سیاهه شامل دو خرده مقیاس 14 ماده­ای است که ابعاد اجتناب از صمیمت با خدا[23] و نگرانی از طرد شدن از سوی خدا[24] را می­سنجد. هر دو مقیاس در یک طیف 7 درجه­ای (کاملا مخالف تا کاملا موافق) نمره گذاری می­شوند. ضرایب پایایی هر دو خرده مقیاس در دامنه ای از 77/0-88/0 قرار دارد (هومان، 2012؛ زال و گیبسون، 2012). در این مطالعه 5 ماده از خرده مقیاس دلبستگی ایمن به خدا مورد استفاده قرار گرفت. تحلیل عوامل اکتشافی نشان ­داد که 5 ماده خرده مقیاس دلبستگی ایمن به خدا، 82/0 واریانس منابع معنوی را تبیین می­کند و همبستگی آن با مقابله مذهبی مشارکتی 73/0 (05/0p<) و با مقدس دانستن کار 4/0 (05/0p<) بوده است (بیکرتون، 2013). پایایی این ماده­ها در پژوهش حاضر با روش آلفای کرونباخ 911/0، و همبستگی بین این 5 ماده با فرسودگی هیجانی190/0- (001/0p<)، بهزیستی در محل کار 293/0 (01/0p<) و قصد ترک شغلی 161/0- (01/0p<) است.

مقیاس حل مساله مذهبی[25](RPSS): مقابله مذهبی مشارکتی[26] از طریق خرده مقیاس 6 ماده­ای مقابله مذهبی مشارکتی در مقیاس حل مساله مذهبی (فرم کوتاه) اندازه گیری شد. این ابزار شامل 2 خرده مقیاس مقابله مذهبی دیگر نیز هست (خود جهت‌دهی[27] و تسلیم شدن[28]) که در این پژوهش مورد استفاده قرار نگرفت. این مقیاس توسط پارگامنت و همکاران (پارگامنت و همکاران، 1988به نقل از بیکرتون، 2013) طراحی شده است. پژوهش‌های ‌قبلی که از خرده مقیاس 6 ماده­ا­ی مقابله مذهبی مشارکتی استفاده کرده­اند به ضرایب پایایی با دامنه 90/0 تا 93/0دست یافتند (بلاویچ و پارگامنت، 2002؛ یانگربر-هیکس، 2004). همه ماده­ها روی یک مقیاس 7 درجه­ای لیکرتی اندازه­گیری می­شوند. تحلیل عوامل اکتشافی نشان داد که 6 ماده این خرده مقیاس، 81/0 واریانس منابع معنوی را تبیین می­کند و همبستگی آن با مقیاس‌های دلبستگی ایمن به خدا 73/0 (05/0p<)، با نداشتن نگرانی از طرد شدن از سوی خدا 19/0 (05/0p<) و با مقدس دانستن کار 35/0 (05/0p<) بوده است (بیکرتون، 2013). در پژوهش حاضر پایایی این 6 ماده با روش آلفای کرونباخ 934/0 و همبستگی آن با فرسودگی هیجانی206/0- (01/0p<)، بهزیستی در محل کار 303/0 (01/0p<) و قصد ترک شغلی 175/0- (01/0p<) است، که حاکی از روایی قابل قبول این مقیاس هستند.

مقیاس اشتیاق شغلی[29] اترخت (WES): این ابزار شامل ماده­هایی برای سنجش سه بعد اشتیاق شغلی (جذب[30]، نیرومندی[31] و وقف خود[32]) است. اشتیاق شغلی بوسیله 9 ماده نسخه  WESاندازه­گیری می­شود که توسط شافلی، بیکر و سالانوا (شافلی، بیکر و سالانوا، 2006 به نقل از بیکرتون، 2013) طراحی شده است. هر بعد از اشتیاق شغلی، توسط یک خرده مقیاس سه ماده­ای اندازه­گیری می­شود. این مقیاس در یک طیف 7 درجه­ای نمره­گذاری می­شود. فراتحلیل نسخه کوتاه WES که بر روی سی و سه نمونه از نه کشور متفاوت انجام شده است نشان داد که آلفای کرونباخ هر سه خرده مقیاس بیش از 8/0 است. این ضرایب به فاصله زمانی یک سال بعد نیز در دامنه 56/0-75/0 بود (شافلی و بیکر، 2010، به نقل از بیکرتون، 2013). همبستگی نمرات اشتیاق شغلی با منابع شغلی و قصد ترک شغل به ترتیب 64/0 (05/0p<) و 45/0- (05/0p<) گزارش شده است (بیکرتون، 2013). پایایی این پرسشنامه در پژوهش حاضر با روش آلفای کرونباخ 884/0 به دست آمد که همه این شواهد حاکی از روایی و پایایی قابل قبول این مقیاس هستند.

شناخت‌های ‌مربوط به کناره گیری[33] (WC): قصد ترک شغل بوسیله چهار ماده شناخت­های مربوط به کناره­گیری[34] بزمن و پروی (بزمن و پروی، 2001به نقل از بیکرتون، 2013)  اندازه گیری ­شد. این ماده­ها در یک مقیاس لیکرتی 7 درجه­ای نمره­گذاری می­شود. ضریب آلفای کرونباخ آن در مطالعه بیکرتون (2013)، 86/0 و همبستگی آن با  فرسودگی شغلی 3/0 بوده است. پایایی این مقیاس در پژوهش حاضر، 722/0 و همبستگی آن با فرسودگی هیجانی 369/0 (001/0p<) و بهزیستی در محل کار 383/0- (001/0p<) است.

مقیاس فرسودگی [35] (ES): در پژوهش حاضر از خرده مقیاس فرسودگی هیجانی سیاهه فرسودگی[36] ماسلچ به منظور سنجش فرسودگی هیجانی استفاده ­شد (شافلی، لیتر، ماسلچ و جکسون، 1996، به نقل از بیکرتون، 2013). این سیاهه 25 ماده دارد و در این پژوهش از خرده مقیاس 5 ماده­ای فرسودگی هیجانی استفاده ­شد. این ماده­ها در یک مقیاس لیکرتی 7 درجه­ای نمره­گذاری می­شوند. ثبات درونی خرده مقیاس فرسودگی قابل قبول گزارش شده است و پایایی بازآزمایی نشان دهنده ثبات نسبی در فاصله زمانی 6 ماه تا 1 سال است (ریچاردسن و مارتینوسن، 2005). در مطالعه بیکرتون (2013) نیز ضریب آلفای کرونباخ آن 82/0 و همبستگی آن با اختلال هیجانی 66/0 (05/0p<) بوده است. یاوری، شمسایی و یزدان بخش (1393) در مطالعه خود ضریب آلفای کرونباخ 85/0 را برای این ابزار گزارش می­کنند و عنوان می­کنند که بین سلامت روان و فرسودگی هیجانی رابطه معنی­دار وجود دارد (372/0-=r و 05/0p<). پایایی این مقیاس در پژوهش حاضر 764/0، و همبستگی آن با قصد ترک شغل 369/0 (001/0p<) و بهزیستی در محل کار 599/0- (001/0p<) است.

 

 

مقیاس بهزیستی کارکن[37] (EWS): این مقیاس را ژانگ، و همکاران (ژانگ، و همکاران، 2015به نقل از کعب عمیر و همکاران، 1395) طراحی کردند. از این مقیاس 18 ماده­ای برای سنجش بهزیستی کارکنان استفاده می­شود. به ماده‌های این مقیاس در یک طیف لیکرتی 7 درجه‌ای پاسخ داده می‌شود. بررسی همسانی درونی سؤالات پرسشنامه با روش آلفای کرونباخ و همبستگی هر سؤال با نمره‌ی کل آزمون نشان داد که این مقیاس از پایایی قابل قبولی برخوردار است (ضرایب آلفای کرونباخ برای خرده ‌مقیاس‌های بهزیستی زندگی شخصی، بهزیستی در محل کار، بهزیستی روانشناختی و مقیاس بهزیستی کارکن به ترتیب 86/0، 90/0، 74/0 و 91/0 بودند). ضرایب همبستگی، بین مقیاس بهزیستی کارکن با چهار متغیر خشنودی شغلی، تعهد عاطفی، تمایل به ترک شغل و عملکرد شغلی به ترتیب برابر 55/0، 51/0، 36/0- و 51/0 بوده است (همگی در سطح معنی داری 05/0p<) (کعب عمیر و همکاران، 1395). در این پژوهش از 6 ماده خرده مقیاس بهزیستی در محل کار استفاده شد که پایایی آن  با روش آلفای کرونباخ 902/0 و همبستگی آن با مقدس دانستن کار 128/0(05/0p<)، راهبردهای مقابله مذهبی مشارکتی 303/0 (001/0p<) و دلبستگی ایمن به خدا 293/0 (001/0p<) است.

روش اجرا و تحلیل: در پژوهش حاضر، پژوهشگران با مراجعه حضوری به بخش­های مختلف شرکت فولاد خوزستان، هدف پژوهش را به­طور خلاصه و کوتاه برای کارکنان توضیح می­دادند و آنها را ترغیب می­کردند که فرم مشارکت در پژوهش را تکمیل کنند (به کارکنان زمان کافی چند ساعته داده می­شد تا بدون فشار زمانی و تداخل با کارهای دیگر به تکمیل پرسشنامه بپردازند). پژوهشگران از این طریق موفق شدند 340 پرسشنامه تکمیل شده را دریافت کنند که بعد از حذف فرم­های ناقص، در نهایت تعداد 315 پرسشنامه معتبر شناخته شد. تحلیل داده­ها با روش آماری الگویابی معادلات ساختاری و با استفاده از نرم افزارهای SPSS ویراست 18 وAMOS  ویراست 22 انجام گرفت. روابط واسطه­ای نیز با استفاده از روش بوت استراپ آزمون شدند.

 

یافته‌ها

توزیع فراوانی شرکت­کنندگان مرد با تعداد 250 نفر (معادل 62/79 درصد) و شرکت­کنندگان زن 64 نفر (معادل 38/20 درصد) بود. از این تعداد، 251 نفر متأهل (معادل 45/80 درصد) و 61 نفر مجرد (معادل 55/19 درصد) بودند. فراوانی مربوط به شرکت­کنندگان با مدرک تحصیلی دیپلم و زیر دیپلم 23 نفر (معادل 35/7 درصد)، با مدرک تحصیلی فوق دیپلم 31 نفر (معادل 90/9 درصد)، با مدرک تحصیلی لیسانس 181 نفر (معادل 83/57 درصد)، با مدرک تحصیلی فوق لیسانس با تعداد 76 نفر (معادل 28/24 درصد) و با مدرک دکتری با تعداد 2 نفر (معادل 64/0 درصد) می­باشد. در جدول (1) میانگین، انحراف استاندارد و ماتریس ضرایب همبستگی بین متغیرهای پژوهش آورده شده است. همانطور که داده­های جدول (1) نشان می­دهند، همه ضرایب همبستگی به جز، ضریب همبستگی بین مقدس دانستن کار و فرسودگی هیجانی، بین مقدس دانستن کار و جذب و بین مقدس دانستن کار و قصد ترک شغل معنی­دار بوده است.

 

جدول 1. میانگین، انحراف معیار و ماتریس ضرایب همبستگی بین متغیرهای پژوهش حاضر

متغیر

میانگین

انحراف معیار

1

2

3

4

5

6

7

8

9

مقدس دانستن کار

35/16

98/4

-

 

 

 

 

 

 

 

 

راهبردهای مقابله مذهبی مشارکتی

17/34

21/7

***353/0

-

 

 

 

 

 

 

 

دلبستگی ایمن به خدا

08/28

99/5

***361/0

***908/0

-

 

 

 

 

 

 

فرسودگی هیجانی

21/17

79/5

058/0-

***206/0-

***190/0-

-

 

 

 

 

 

وقف خود

81/13

75/3

*118/0

***350/0

***302/0

***618/0-

-

 

 

 

 

نیرومندی

81/13

97/3

*144/0

***323/0

***292/0

***544/0-

***756/0

-

 

 

 

جذب

49/14

75/3

097/0

***271/0

***219/0

***364/0-

***594/0

***594/0

-

 

 

بهزیستی در محل کار

46/17

60/7

*128/0

***303/0

***293/0

***599/0-

***636/0

***636/0

***543/0

-

 

قصد ترک  شغل

34/19

50/5

059/0-

**175/0-

**161/0-

***369/0

***369/0-

***390/0-

***239/0-

***383/0-

-

*p< 05/0** p< 01/0*** p< 001/0

 

به منظور ارزیابی الگوی پیشنهادی، روش الگویابی معادلات ساختاری مورد استفاده قرار گرفت. برازش الگوی پیشنهادی با داده­ها بر اساس شاخص­های برازندگی از جمله مجذور خی به عنوان شاخص برازندگی مطلق در جدول (2) گزارش شده است. هر چه مقدار مجذور خی از صفر بزرگتر باشد، برازندگی مدل کمتر می­شود. مجذور خی معنی دار، تفاوت معنی دار بین کوواریانس‌های ‌مفروض و مشاهده شده را نشان می­دهد. با وجود این، چون فرمول مجذور خی حجم نمونه را دربر دارد، مقدار آن درمورد نمونه­های بزرگ متورم می­شود و به طور معمول به لحاظ آماری معنی­دار می­گردد. به این دلیل بسیاری از پژوهشگران، مجذورخی را نسبت به درجه آزادی آن (مجذور خی نسبی؛χ2 /df ) مورد بررسی قرار می­دهند و به طور معمول، 2 را به عنوان یک شاخص سرانگشتی نیکویی برازش استفاده می کنند. همچنین شاخص‌های ‌مهم دیگر مانند شاخص نیکویی برازش (GFI)، شاخص نیکویی برازش تعدیل شده (AGFI)، شاخص برازندگی افزایشی (IFI)، شاخص توکر- لویس (TLI)، شاخص برازندگی تطبیقی (CFI)، و شاخص برازندگی هنجار شده (NFI) نیز در جدول 3 گزارش شده است. در این شاخص‌ها برازش 9/0 به بالا قابل قبول قلمداد می­شوند. شاخص مناسب دیگر، شاخص میانگین مربعات خطای برآورد (RMSEA) است که بر اساس آن مقدار کمتر از 1/0 قابل قبول است و برای مدل‌های ‌بسیارخوب 05/0 و کمتر در نظر گرفته می‌شود (کالکوئیت[38]، 2001، به نقل از هاشمی، شکر کن، نیسی، شهنی ییلاق و حقیقی، 1387). برازش الگوی اولیه براساس شاخص‌های ‌برازندگی معرفی شده ارزیابی شدند. مندرجات جدول (2) نشان می دهند که در الگوی پیشنهادی مقدار مجذور کای نسبی 703/6 و مقادیر AGFI، NFI، CFI، IFI و TLI همگی بیشتر یا نزدیک به 9/0 هستند، با این وجود مقدار RAMSEA، 135/0 و بیشتر از 08/0 است. با توجه به عدم برازندگی مدل پیشنهادی با داده ها، مدل باید اصلاح شود. به منظور ارتقای الگوی پیشنهادی، گام بعدی همبسته کردن خطاهای اشتیاق شغلی و فرسودگی هیجانی بود. همانگونه که جدول (2) نشان می­دهد، الگوی نهایی از برازش بسیار خوبی برخوردار است.

 

 

شاخص‌های ‌برازش متغیر

مجذور خی

درجه آزادی

مجذور خی نسبی

GFI

AGFI

NFI

CFI

IFI

TLI

RAMSEA

الگوپیشنهادی

877/160

24

703/6

915/0

840/0

898/0

911/0

912/0

867/0

135/0

الگوی اصلاح شده

431/24

23

062/1

984/0

968/0

985/0

999/0

999/0

999/0

014/0

 جدول 2. شاخص­های برازندگی مدل­های پیشنهادی و اصلاح شده با داده ها

 

 

شکل (2) الگوی نهایی پژوهش حاضر همراه با ضرایب استاندارد مسیرها را نشان می­دهد. در شکل (2) روابط مستقیم بین متغیر­ها نشان داده شده است. همانطور که مشاهده می­شود، ضرایب مسیر منابع معنوی با فرسودگی هیجانی، 219/0- (001/0p<) و با اشتیاق
شغلی، 399/0 (001/0p<) است. ضرایب مسیر


فرسودگی هیجانی با بهزیستی در محل کار، 254/0- (05/0p<) و با قصد ترک شغل، 179/0 (001/0p<) می­باشد. همچنین ضرایب مسیر اشتیاق شغلی با بهزیستی در محل کار، 682/0 (001/0p<) و با قصد ترک شغل، 347/0- (001/0p<) است.

 

 

 

منابع معنوی

قصد ترک شغل

جذب

نیرومندی

وقف خود

اشتیاق شغلی

راهبردهای مقابله مذهبی مشارکتی

دلبستگی به خدا

مقدس دانستن کار

فرسودگی عاطفی شغلی

بهزیستی در محل کار

896/***0

840/0***

691/0***

219/0-***

399/0***

682/0***

179/0***

347/0-***

369/0***

933/0***

330

972/0***

254/0-**
 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 


*p< 05/0** p< 01/0*** p< 001/0

 

شکل 2. الگوی پیشنهادی پژوهش حاضر با ضرایب استاندارد

 

 

مسیرهای واسطه­ای با استفاده از روش بوت استرپ بررسی شدند که در جدول (3) نتایج درج شده­­اند. تفسیر داده­های جدول (3) به این ترتیب است که اگر حد بالا و پایین ضریب یک مسیر عدد صفر را در بر گیرد به معنای معنی­دار نبودن آن مسیر و اگر عدد صفر را دربر نگیرد، آن مسیر معنی دار است (بشلیده، 1391). همان­طور که در جدول (3) نشان داده شده است، حد پایین و حد بالای فرسودگی هیجانی در بین رابطه منابع معنوی و بهزیستی در محل کار صفر را در بر نمی­گیرد، بنابراین این متغیر نقش میانجی­گر را در بین دو متغیر ذکر شده ایفا می­کند. همچنین حد پایین و حد بالای اشتیاق شغلی در بین رابطه منابع معنوی و بهزیستی در محل کار صفر را در بر نمی­گیرد که نشان­دهنده این است که اشتیاق شغلی در بین دو متغیر مذکور به عنوان متغیر میانجی عمل می­کند. علاوه براین حد پایین و حد بالای اشتیاق شغلی در بین رابطه منابع معنوی و قصد ترک شغل صفر را در بر نمی­گیرد که نشان از این دارد که اشتیاق شغلی در رابطه بین منابع معنوی و قصد ترک شغل نقش متغیر میانجی را برعهده دارد. حد پایین و حد بالای فرسودگی هیجانی در بین رابطه منابع معنوی و قصد ترک شغل نیز صفر را در بر نمی­گیرد که این نتیجه بیانگر نقش میانجی­گری فرسودگی هیجانی در بین رابطه دو متغیر عنوان شده است.

 

 

جدول 3. شاخص­های آزمون بوت استراپ برای سنجش روابط غیرمستقیم

مسیر

سطح اطمینان 95/0

مقدار

سطح اطمینان 95/0

مقدار

منابع معنوی←فرسودگی هیجانی← بهزیستی در محل کار

125/0

194/0

056/0

منابع معنوی← اشتیاق شغلی← بهزیستی در محل کار

311/0

374/

240/0

منابع معنوی← اشتیاق شغلی← قصد ترک شغل

180/0-

133/0-

230/0-

منابع معنوی← فرسودگی هیجانی← قصد ترک شغل

077/0-

035/0-

127/0-



 

بحث

هدف از این پژوهش، آزمون الگویی بود که در آن فرسودگی هیجانی و اشتیاق شغلی به عنوان متغیرهای میانجی بین منابع معنوی (مقدس دانستن کار، دلبستگی ایمن به خدا، راهبردهای مقابله مذهبی مشارکتی) از یک سو و قصد ترک شغل و بهزیستی در محل کار از سوی دیگر، نقش ایفا می­کنند. در این پژوهش به بررسی روابط مستقیم منابع معنوی با بهزیستی در محل کار و قصد ترک شغل و روابط غیرمستقیم آنها از طریق فرسودگی هیجانی و اشتیاق شغلی پرداخته شد. نتایج حاصل از شاخص­های برازندگی نشان داد که الگوی پیشنهادی برازنده داده­های پژوهش است.

نتایج نشان داد منابع معنوی از طریق فرسودگی هیجانی بر بهزیستی در محل کار اثر دارند. در تبیین این نتیجه می­توان گفت افراد با منابع معنوی قویتر، احساس اتصال به خداوند به عنوان یک منبع قدرت مطلق که همه چیز در کنترل اوست دارند (هود و همکاران، 2009، به نقل از بیکرتون، 2013؛ ویلیامز، 2017؛ شرر و همکاران، 2016). این موضوع باعث می­شود در برابر استرس­های شغلی، در عین حال که خود دست از تلاش نمی­کشند، به خداوند تکیه کرده و از او کمک بخواهند. با توجه به اینکه آنها به خدا اعتماد دارند و آن را حمایت کننده می­دانند، انعطاف­پذیری بیشتری نسبت به عواملی که می­تواند فرسودگی هیجانی را ایجاد کنند


 

خواهند داشت (کالدور و بولپیت، 2001، به نقل از بیکرتون، 2013؛ شرر و همکاران، 2016). از آنجا که شغل بخش مهمی از زندگی افراد است، طبیعی به نظر می­رسد که وقتی افراد از کار خود احساس رضایت دارند شاخص­های مربوط به بهزیستی در محل کار در آنها افزایش می­یابد. دیدگاه­های نظری نیز اشاره دارند که معنابخشی و ادراک کنترل ارتباط نزدیک با تعریف منابع معنوی دارند و این دو مؤلفه از برجسته­ترین مکانیسم­هایی هستند که بین منابع معنوی و پیامدهای مثبت سلامت روانشناختی ارتباط برقرار می­کنند (ژی و همکاران، 2016). بنابراین می­توان گفت منابع معنوی باعث کاهش فرسودگی هیجانی در کارکنان می­شوند و از این طریق بهزیستی در محل کار آنها را افزایش می­دهند.

یافته­ها تأیید کردند که منابع معنوی از طریق فرسودگی هیجانی بر قصد ترک شغل اثر دارند. این نتیجه با یافته­های پژوهش­ بیکرتون (2013) همخوان است. کارکنانی که منابع معنوی قویتری در اختیار دارند، شکست­ها و ناکامی­ها را به صورت موقتی در نظر می­گیرند به این دلیل که ایمان دارند در نهایت پیروز خواهند شد (هانگ-یوای و همکاران، 2005). پیامد این احساس امیدواری و داشتن حامی قدرتمند این است که انعطاف­پذیری کارکنان بیشتر شده و قصد ترک شغل در آنها پایین بیاید (اریکسون و همکاران، 2009؛ لو، 2016). این افراد از آنجا که به خدای خود دلبسته هستند و برای خوشنودی وی تلاش می­کنند و رنگ و بوی ارزشمند و مقدسی برای کار خود قائلند، انگیزه بیشتری برای ماندن در شغل خود خواهند داشت چون معتقدند کاری که می­کنند آنها را به رضای خداوند نزدیک می­کند (بیکرتون، 2013).

نتایج تحلیل­ها نشان داد منابع معنوی از طریق اشتیاق شغلی بر بهزیستی در محل کار اثر دارند. معنابخشی، یک شرط مهم روانشناختی است که بر انگیزه و اشتیاق شغلی فرد در محیط کاری تاثیر می­گذارد (ساکس، 2011). وقتی به کار به عنوان خدمت به خداوند در نظر گرفته می­شود، انگیزه و تعهد به کار بیشتر شده و زمان و انرژی بیشتری صرف می­شود و احتمال به اتمام رساندن تکلیف کاری افزایش می­یابد (لی و یانگ، 2016). طبق مدل­های نظری، مقدس دانستن با حس بزرگتر بودن از خود[39] مرتبط است که این حس با حالت کاری روانشناختی مثبت نتیجه می­شود. مقدس دانستن باعث می­شود افراد احساس خدمت کردن به خداوند را داشته باشند و این باعث تلاش بیشتر آنها در کار می­شود (اوگوو و انیشی، 2017). علاقه و اعتماد کارکن به خداوند، در کنار این حس که خداوند از تلاش وی در کارش خوشنود می­شود و اینکه خداوند هر لحظه در کنارش هست و با همراهی خدا تکالیف شغلی خود را پیش می­برد، احساس­های مثبت و شوق خاصی را نسبت به شغل ایجاد می­کند. از طرفی دلبستگی ایمن به خداوند همانند دلبستگی ایمن انسانی، بهزیستی روانشناختی (برادشاو و کنت، 2017) را بهبود می­بخشد. این متغیر اثر خود را از طریق افزایش انگیزه برای انجام دادن تکالیف اعمال می­کند (داویس، 2017). وقتی احساس­های مثبت کارکنان نسبت به کار خود افزایش می­یابد و از آن لذت می­برند، تمام این­ها زمینه­ای را فراهم می­کنند تا احساس­های امیدواری و در نتیجه بهزیستی در محل کار کارکنان نیز افزایش یابد.

بر اساس یافته­ها، منابع معنوی از طریق اشتیاق شغلی بر قصد ترک شغل اثر دارند. این یافته نیز با پژوهش بیکرتون (2013) همسو است. طبق دیدگاه­های نظری با افزایش اشتیاق کارکنان به شغل خود، آنها احساس رضایت­مندی بیشتری از شغل خود خواهند داشت و تمایل بیشتری دارند تا وقت بیشتری را در شغل صرف کرده و از کار خود لذت می­برند. در نتیجه آنها به احتمال کمتری به تغییر شغل خود می­اندیشند و در شغل خود ماندگاری بیشتری خواهند داشت (بیکرتون، 2013). وقتی کارکن به شغل خود به عنوان وسیله­ای برای رسیدن به ارزش­های مقدس نگاه می­کند، احساس­های متضاد با قصد ترک شغل را تجربه می­کند. علاوه­ بر این، در مقابله مذهبی مشارکتی که بر پایه یک ارتباط صمیمی با خداوند است، احساس کنترل شخصی، اعتماد به نفس و عزت نفس فرد در مقابله با مشکلات افزایش می یابد (پاسکو و همکاران، 2016) و در نتیجه این تغییرات، ماندگاری شخص در شغل نیز بیشتر می­شود. درنتیجه می­توان گفت منابع معنوی اشتیاق شغلی را افزایش می­دهند و از آنجا که کارکنان مشتاق میل کمتری به ترک شغل خود دارند (هاشمی و همکاران، 1391) منجر به کاهش قصد ترک شغل در کارکنان می­شوند.

مقایسه و جمع­بندی نتایج پژوهش حاضر با پژوهش­های پیشین بویژه مطالعه بیکرتون (2013) نشان می­دهد که منابع معنوی متغیرهای فرافرهنگی و فرامذهبی هستند که اثر خود را بر پیامدهای شغلی اعمال می­کنند. این ادعا از آنجاست که یافته­های مطالعه بیکرتون که بر روی کارکنان مذهبی (مسیحی) اما در جامعه­ای که به طور عمده سکولار است انجام گرفت، همخوانی بسیار بالایی با مطالعه کنونی که در جامعه­ای صورت گرفته که به طور عمده افراد آن مذهبی (اسلامی) هستند، دارد. از تفاوت­های جالب این مطالعه با مطالعه بیکرتون این بود که میانگین نمرات منابع معنوی و اشتیاق شغلی در نمونه پژوهش حاضر به طور محسوسی بالاتر از نمونه مطالعه بیکرتون (2013) بود. در تبیین این یافته می­توان گفت در نمونه ایرانی به دلیل اینکه از همان دوران کودکی و همچنین دوران تحول افراد تاکید زیادی بر معنویت و مذهب صورت می­گیرد، این احتمال وجود دارد که این منابع از قوت بیشتری نسبت به نمونه استرالیایی برخوردار بودند. از این رو می­توان چنین استدلال کرد که تقویت روحیه معنویت در بافت یک جامعه می­تواند اثرات مثبتی را بر سلامت افراد آن جامعه و موفقیت سازمان­های آن داشته باشد. از طرفی میانگین نمرات قصد ترک شغل نیز در نمونه ایرانی به طور محسوس بالاتر از نمونه استرالیایی بود. اگرچه در تعمیم این یافته­ها به جوامع متفاوت باید احتیاط بسیارکرد، در عین حال در تبیین این تفاوت می­توان این احتمال را مطرح کرد که در نمونه ایرانی با اینکه کارکنان از منابع معنوی بیشتر استفاده می­کردند و علاقه بیشتری به کار خود داشتند، اما شاید به دلیل اینکه سطح انتظارات آنها از شغلشان با واقعیت شغلی آنها همخوانی ندارد، خیلی بیشتر به ترک شغل خود فکر می­کنند. برای مثال کارکنانی که سال­ها تجربه کاری یا تحصیلات در حد بالا دارند، باوجدان کار می­کنند و علاقه زیادی به کار خود دارند، این انتظار را دارند که از ثبات شغلی و مالی برخوردار باشند و این چیزی است که ممکن است با بحران اقتصادی و امنیت شغلی پایین در جامعه ایرانی همخوانی زیادی نداشته باشد. نکته برجسته دیگر در این پژوهش این بود میانگین نمرات مقدس دانستن کار به طور قابل توجهی از میانگین نمرات دو بیانگر معنوی دیگر پایین­تر بود. چیزی که باعث شده بود بار عامل این بیانگر نیز نسبت به دو بیانگر دیگر در حدود 6/0 تفاوت داشته باشد. در تبیین این یافته ارزشمند می­توان گفت افرادی که از نظر پتانسیل­های معنوی توانمند هستند ممکن است لزوما کار خود را مقدس در نظر نگیرند. به همین جهت بسیار مهم است که به افراد در شناسایی سرنخ­هایی که به آنها نشان دهد کاری که می­کنند ارزشمند، مقدس و برای جامعه مفید است کمک شود.

بنابراین و با توجه به یافته­های بدست آمده می­توان چنین ادعا کرد که مدل پیشنهادی پژوهش نشان می‌دهد که منابع معنوی دارای کارکردهای چندگانه همزمان و متقاطع هستند. به این معنی که به طور همزمان به تضعیف فرسودگی هیجانی و تقویت اشتیاق شغلی کمک می­کنند و سپس به طور همزمان و متقاطع ترک خدمت را در نهایت کاهش و بهزیستی را بالا می­برند. چنین کارکردهای همزمان و متقاطعی همان یافته­ای است که در پیشینه کمتر به آن توجه شده است. از طرف دیگر سازوکارهای انتقال اثر منابع معنوی مرکب هستند. یعنی ترکیبی از عناصر شناختی و عاطفی به منابع معنوی یاری می­کنند تا پیامدهای منفی برای انسان و سازمان­ها را کاهش و در مقابل سلامتی و بهزیستی را ارتقاء بخشند. با توجه به نتایج بدست آمده، توصیه می­شود با توجه به اهمیت منابع معنوی، لازم است که این عامل در سیاست گذاری­های سازمان لحاظ شود. در سه سطح اولیه، ثانویه و ثالث می توان از کاربردهای عملی این پژوهش استفاده کرد. در سطح اولیه، از منابع معنوی می­توان به­عنوان یک عامل پیشگیرنده از مشکلات روانی کارکنان استفاده کرد (شافلی و سالانوا، 2011). با شناسایی و آموزش کارکنانی که منابع معنوی ضعیفی دارند، به خصوص کارکنان جوانی که در ابتدای دوره کاری خود هستند، می­توان از بروز پیامدهای منفی بعدی جلوگیری نمود. در سطح ثانویه، افرادی هدف قرار می­گیرند که در حال حاضر برخی از علایم کاهش در بهزیستی در محل کار را نشان می­دهند. سازمان­ها با اندازه­گیری مداوم اطلاعات افراد از سطوح منابع معنوی، فرسودگی هیجانی، اشتیاق شغلی و قصد ترک شغل، می­توانند تصمیمات راهبردی در جهت ابتکار در سازمان اتخاذ کنند که نیاز کارکنان و علایم اولیه مشکل در سلامت آنها را هدف قرار می­دهد. مداخلات ثالث پیامدهای جدی استرس که توسط کارکنان تجربه شده است و بازتوانی بعد از بیماری را هدف قرار می­دهد. این پژوهش پیشنهاد می­کند که یک کاربرد عملی مهم در سطح مداخلات ثالث در خصوص کارکنان، تجدید و بهبود منابع معنوی است. برای مثال خواندن قرآن، نماز خواندن، عبادت کردن، خلوت متفکرانه و روزه گرفتن می تواند به تقویت و احیای منابع معنوی کمک کند. همچنین، مطالعات موردی به کارآیی طرحواره درمانی در ارتقای دلبستگی ایمن به خداوند اشاره دارند (مینر، 2009). 

پژوهش حاضر دارای محدودیت­هایی نیز بود که می­تواند زمینه جهت­گیری پژوهش­های بعدی باشد. این محدودیت­ها شامل نوع نمونه­گیری، نبود قطعیت در نتیجه­گیری علی از نتایج، ابزار­ها و روش اندازه­گیری خودگزارشی است. با توجه به محدودیت­های پژوهشگر از روش نمونه­گیری دردسترس و داوطلبانه استفاده شد که این موضوع می­تواند معرف بودن نمونه را تحت تاثیر قرار دهد. از سوی دیگر از آنجا که مطالعه حاضر از نوع طولی نبود، ممکن است استنتاج‌های علی در روابط به سادگی میسر نباشد. همچنین ابزارهای سنجش بیانگرهای منابع معنوی همگی در جوامع با زمینه دین مسیحیت هنجار شده بودند که ممکن است در جامعه ایرانی با زمینه فرهنگی و مذهبی خاص خود به ابزارهای دقیق تری نیاز داشته باشیم که در همین جامعه هنجاریابی شده باشند. در نهایت اینکه  اطلاعات تنها از گزارش خود کارکنان بدست آمد که شاید با گزارش منابع دیگر اطلاعاتی مثل سرپرست یا همکاران لزوما یکسان نباشد.

 در پایان توصیه می­شود در پژوهش­های بعدی از ادبیات غنی در دین اسلام (برای مثال توکل) و از مقیاس­های معنوی و مذهبی داخلی به منظور یافتن دیگر منابع معنوی و بررسی اثربخشی آنها استفاده شود. همچنین برای پژوهش­های بعدی توصیه می­شود علت قصد ترک شغل کارکنان و همچنین میزان همخوانی سطح انتظارات شغلی با شرایط کنونی به عنوان عوامل مهم و تاثیر‌گذار در نظر گرفته شوند. علاوه­بر این به منظور جمع­آوری اطلاعات دقیق­تر می­توان از دیگر منابع اطلاعاتی از قبیل نظر سرپرست، همسر و گزارش‌های بالینی بهره برد. علاوه­­براین با توجه به اینکه پژوهش حاضر مقطعی بود، توصیه می­شود در پژوهش‌های آتی از طرح­های طولی به منظور بررسی اثر منابع معنوی بر شرایط کاری کارکنان استفاده شود.

 


[1] emotional  exhaustion

[2]Work engagement

[3] spiritual resource

[4] Hood, Hill, & Spilka

[5] Pargament & Hahn

[6] Park

[7] Jackson & Bergeman

[8] Mahoney, Exline, Jones, & Shafranske

[9] secure attachment to god

[10] sacred calling to the work

[11] collaborative religious coping

[12] Kaldor & Bullpitt

[13] Workplace Well-being

[14] turnover intention

[15] job-demands resources

[16] Albrecht

[17] security from abondonment by god

[18] emotional ill-health

[19] Kline

[20] Calling and Vocation Questionnaire

[21] Presence of a Ttanscendent Summons

[22] Attachment to God Inventory

[23] Avoidance of Intimacy with God

[24]Anxiety about Abandonment by God

[25] Religious Problem Solving Scale

[26] collaborative

[27] self-directing

[28] deferring

[29] Work Engagement Scale

[30] absorption

[31] vigor

[32] dedication

[33]Withdrawal Cognition

[34] Bozeman & Perrewé

[35] Exhaustion Subscale

[36] Burnout Inventory

[37] Employee Well-Being Scale

[38] Colquitt

[39] bigger than the self

References

اباذری محمودآباد،  ع. م. و امیریان زاده، م. (1395). رابطه معنویت در محیط کار و تعهد سازمانی با رفتار شهروندی سازمانی کارکنان. رهیافتی نو در مدیریت آموزشی، 7(1)، 143-119. 
بشلیده، ک. (1391). روش های پژوهش و تحلیل آماری مثال های پژوهشی با SPSS و AMOS. اهواز: انتشارات دانشگاه شهید چمران اهواز.
بیک زاد، ج.، یزدانی، س. و حمدالهی، م. (1390). معنویت محیط کاری و تأثیر آن بر مؤلفه­های رفتار شهروندی سازمانی، مطالع موردی: کارکنان آموزش و پرورش نواحی پنجگانة شهر تبریز.فصلنامةتحقیقاتمدیریتآموزشی، 3(1)، 61-90.
جعفری، ع.،  کمرزرین، ح.،  کردمیرزا، ع. و  سیفی زاده، و. (1394). نقش بهزیستی معنوی و راهبردهای مقابله با استرس در پیش‌بینی رضایت شغلی پرستاران. مجله بالینی پرستاری و مامایی، 4(1)،  58-50.
رحیم نیا، ف.، قره باغی، ن.، ملایی، ز. و بهپور، ا. (۱۳۸۹). ارائه مدلی مفهومی به منظور بررسی رابطه اخلاق کاری و معنویت بر کارآفرینی و عملکرد سازمانی. اولین کنفرانس بین المللی مدیریت و نوآوری، شیراز، 27 و 28 بهمن ماه.
فقیهی، ا.، زارعی متین، ح.، جندقی، غ. و موسوی، س.م.م. (1390). رابطه بین معنویت در کار و توانمندسازی کارکنان. دو ماهنامه علمی-پژوهشی دانشگاه شاهد، 18(50)، 112-97. 
کعب عمیر، ن.، شنبدی، ف. و هاشمی شیخ شبانی، س، ا. (1395). بررسی کفایت شاخص‌های روانسنجی مقیاس بهزیستی کارکن. مجله مشاوره شغلی و سازمانی دانشگاه شهید بهشتی، 8(27)، 29-9.
ملایی، م.، مهداد، ع. و گل پرور، م. (1393). رابطه معنویت در محیط کار، انگیزه درونی و اشتیاق شغلی با عملکرد وظیفه. دانش و پژوهش در روان شناسی کاربردی، 15(2)، 47-55.
نادی، م.ع. و گل پرور، م. (1390). روابط ساده و ترکیبی مؤلفه­های معنویت با وفاداری در محیط کار. فصلنامه اخلاق در علوم و فناوری، 6(2)، 21-13.
هاشمی، س، ا.، اصلانپور جوکندان، م. و نعامی، ع. (1391). نقش میانجی اشتیاق شغلی در رابطه جو روانشناختی و خودارزشیابی­های محوری با عملکرد وظیفه یا و قصد ترک شغل. فصلنامه مشاوره شغلی و سازمانی، 4(11)، 23-13. 
هاشمی، س، ا.، شکر کن، ح.، نیسی، ع.، شهنی ییلاق، م. و حقیقی، ج. (1387). بررسی روابط ساده، چندگانه و تعاملی متغیرهای مهم محیطی، نگرشی، شخصیتی و عاطفی با رفتارهای نابارور در محیط کار در کارکنان یک شرکت صنعتی. مجله علوم تربیتی و روانشناسی دانشگاه شهید چمران اهواز، دوره سوم، 15(1)، 80-53. 
یاوری، م.، شمسایی، ف. و یزدان بخش، ک (1393). مقایسه فرسودگی شغلی و سلامت روان پرستاران شاغل در بخش­های روانپزشکی و ویژه (ICU). فصلنامه مدیریت پرستاری، 3(1)، 65- 55.
Abu-Raiya, H., Pargament, K. I., & Krause, N. (2016). Religion as problem, religion as solution: Religious buffers of the links between religious/spiritual struggles and well-being/mental health. Quality of Life Research, 25(5), 1265-1274.
Ano, G. G., & Vasconcelles, E. B. (2005). Religious coping and psychological adjustment to stress: A meta-analysis. Journal of Clinical Psychology, 61(4), 461-480.
   Arora, N., & Bhagat, P. (2016). Workplace spirituality and employee engagement leading to organizational citizenship behaviour. International Journal of Education and Management Studies, 6(3), 395.
Belavich, T. G., & Pargament, K. I. (2002). The role of attachment in predicting spiritual coping with a loved one in surgery. Journal of Adult Development, 9(1), 13-29.
Beck, R., & McDonald, A. (2004). Attachment to God: The Attachment to God Inventory, tests of working model correspondence, and an exploration of faith group differences. Journal of Psychology and Theology, 32(2), 92-103.
Bickerton, G. R. (2013). Spiritual Resources as Antecedents of Work Engagement among Australian Religious Workers.University of Western Sydney, NSW, Australia.
Bikos, L. H., & Hall, M. E. L. (2009). Psychological functioning of international missionaries: Introduction to the special issue. Mental Health, Religion & Culture, 12(7), 605-609.
Bradshaw, M., & Kent, B. V. (2017). Prayer, attachment to God, and changes in psychological well-being in later life. Journal of Aging and Health, 1-25. Available at http://journals.sagepub.com/doi/abs/10.1177/0898264316688116 
Davis, S. (2017). Trust-Based Prayer Expectancies, Attachment to God, and Perceived Stress. Senior Honors Theses in Psychology, School of Behavioral Sciences, Liberty University. Available in: http://digitalcommons.liberty.edu/honors/675.
Duffy, R. D., Allan, B. A., & Dik, B. J. (2011). The presence of a calling and academic satisfaction: Examining potential mediators. Journal of Vocational Behavior, 79(1), 74-80.
Elliot, A. J., & Reis, H. T. (2003). Attachment and exploration in adulthood. Journal of Personality and Social Psychology, 85(2), 317-331.
Eriksson, C. B., Bjorck, J. P., Larson, L. C., Walling, S. M., Trice, G. A., Fawcett, J., ... Foy, D. W. (2009). Social support, organisational support, and religious support in relation to burnout in expatriate humanitarian aid workers. Mental Health, Religion & Culture, 12(7), 671-686.
Granqvist, P., & Kirkpatrick, L. A. (2013). Religion, spirituality, and attachment. In K. I. Pargament, J. J. Exline & J. W. Jones (Eds.), APA handbook of psychology, religion, and spirituality (Vol 1): Context, theory, and research. (pp. 129-155). Washington, DC US: American Psychological Association.
Hang-yue, N., Foley, S., & Loi, R. (2005). Work role stressors and turnover intentions: A study of professional clergy in Hong Kong. The InternationalJournal of Human Resource Management, 16(11), 2133-2146.
Harrison, M. O., Koenig, H. G., Hays, J. C., Eme-Akwari, A. G., & Pargament, K. I. (2001). The epidemiology of religious coping: A review of recent literature. International Review of Psychiatry, 13(2), 86-93.
Hazan, C., & Shaver, P. R. (1990). Love and work: An attachment-theoretical perspective. Journal of Personality and Social Psychology, 59(2), 270-280.
Homan, K. J. (2012). Attachment to God mitigates negative effect of media exposure on women's body image. Psychology of Religion and Spirituality, 4(4), 324- 331.
Jin-Feng, L. V., & Peng, F. A. N. (2016). Paternalistic Leadership and Subordinates’ Turnover Intention: The Mediating Role of Emotional Exhaustion. International Conference on Advanced Education and Management (icaem),., August 6-7, Hangzhou, Zhejiang, Chaina.
Koenig, H. G., Pargament, K. I., & Nielsen, J. (1998). Religious coping and health status in medically ill hospitalized older adults. Journal of Nervous and Mental Disease, 186(9), 513-521.
Lee, A. Y-P., & Yang, F-J. (2016). The relationship between calling and commitment: A moderated mediation model. The 19th Conference on Interdisciplinary and Multifunctional Business Management, June 4, Taipei, Taiwan. 
Liang, H. R., Liang, H. L., & Sun, C. K. (2016). Coping with Negative Work Experience and Work-related Family Issues: Spirituality as A Buffer against Emotional Exhaustion and Work-Family Conflict. Asian Business Research, 1(1), 42-54.
Lo, W. H. (2016). The Effect of Job Stress and Emotional Exhaustion to Turnover Intention-The Mediating Role of Personality Trait. Master thesis on Human Resources Management, National Sun Yat-Sen University, Chaina.
May, D. R., Gilson, R. L., & Harter, L. M. (2004). The psychological conditions of meaningfulness, safety and availability and the engagement of the human spirit at work. Journal of Occupational and Organizational Psychology, 77(1), 11-37.
Miner, M. H. (2009). The impact of child-parent attachment, attachment to God and religious orientation on psychological adjustment. Journal of Psychology and Theology, 37(2), 114-124.
Neto, M., Ferreira, A. I., Martinez, L. F., & Ferreira, P. C. (2017). Workplace bullying and presenteeism: the path through emotional exhaustion and psychological wellbeing. Annals of work exposures and health, 61(5), 528-538.
Paloutzian, R. F., & Lowe, D. A. (2012). Spiritual transformation and engagement in workplace culture. In P. C. Hill & B. J. Dik (Eds.), Psychology of religion and workplace spirituality. (pp. 179-199). Charlotte, NC: IAP Information Age Publishing.
Park, C. S., & Cho, K. J. (2015). Effects of job insecurity and job engagement on turnover intention of paramedics in emergency medical institutions. The Korean Journal of Emergency Medical Services, 19(2), 51-69.
Park, J., Sohn, Y. W., & Ha, Y. J. (2016). South Korean salespersons’ calling, job performance, and organizational citizenship behavior: The mediating role of occupational self-efficacy. Journal of Career Assessment, 24(3), 415-428.
Pascoe, A. E., Hill, T. D., Mossakowski, K. N., & Johnson, R. J. (2016). Religious involvement and perceptions of control: Evidence from the Miami-Dade Health Survey. Journal of religion and health, 55(3), 862-873.
Randall, K. J. (2007). Examining the relationship between burnout and age among Anglican clergy in England and Wales. Mental Health, Religion & Culture, 10(1), 39-46.
Richardsen, A. M., & Martinussen, M. (2005). Factorial validity and consistency of the MBI-GS across occupational groups in Norway. International Journal of Stress Management, 12(3), 289-297.
Saks, A. M. (2011). Workplace spirituality and employee engagement. Journal of Management, Spirituality & Religion, 8(4), 317-340.
Schaufeli, W. B., & Bakker, A. B. (2004). Job demands, job resources, and their relationship with burnout and engagement: A multi-sample study. Journal of Organizational Behavior, 25(3), 293-315.
Schaufeli, W. B., & Salanova, M. (2011). Work engagement: On how to better catch a slippery concept. European Journal of Work and OrganizationalPsychology, 20(1), 39-46.
Scherer, L. L., Allen, J. A., & Harp, E. R. (2016). Grin and bear it: An examination of volunteers’ fit with their organization, burnout and spirituality. Burnout Research, 3(1), 1-10.
Shimazu, A., Schaufeli, W. B., Kamiyama, K., & Kawakami, N. (2015). Workaholism vs. work engagement: the two different predictors of future well-being and performance. International Journal of Behavioral Medicine, 22(1), 18-23.
Simmons, B. L., Gooty, J., Nelson, D. L., & Little, L. M. (2009). Secure attachment: Implications for hope, trust, burnout, and performance. Journal of Organizational Behavior, 30(2), 233-247.
Steger, M. F., Pickering, N. K., Shin, J. Y., & Dik, B. J. (2010). Calling in work: Secular or sacred? Journal of Career Assessment, 18(1), 82-96.
Ugwu, F. O., & Onyishi, I. E. (2017). Linking Perceived Organizational Frustration to Work Engagement: The Moderating Roles of Sense of Calling and Psychological Meaningfulness. Journal of Career Assessment. Available on: http://journals.sagepub.com/doi/abs/10.1177/1069072717692735.
Vanheule, S., & Declercq, F. (2009). Burnout, adult attachment and critical incidents: A study of security guards. Personality and Individual Differences, 46(3), 374-376.
Williams, G. (2017). Resisting Burnout: Correctional Staff Spirituality and Resilience. Doctoral dissertation, Northeastern University.
Xie, B., Xia, M., Xin, X., & Zhou, W. (2016). Linking calling to work engagement and subjective career success: The perspective of career construction theory. Journal of Vocational Behavior, 94, 70-78.
Yangarber-Hicks, N. (2004). Religious coping styles and recovery from serious mental illnesses. Journal of Psychology and Theology, 32(4), 305-317.
Zahl, B. P., & Gibson, N. J. S. (2012). God representations, attachment to God, and satisfaction with life: A comparison of doctrinal and experiential representations of God in Christian young adults. International Journal for the Psychology of Religion, 22(3), 216-230.
 
 
Positive Psychology Research
Volume 3, Issue 1
October 2017
Pages 29-48

Files

History

  • Receive Date: 06 May 2017
  • Revise Date: 27 September 2017
  • Accept Date: 03 October 2017

Share

How to cite

Statistics