دوره 13، شماره 1 - ( فصلنامه علمی تخصصی طب کار یزد 1400 )                   جلد 13 شماره 1 صفحات 24-33 | برگشت به فهرست نسخه ها

Ethics code: 13180514106


XML English Abstract Print


Download citation:
BibTeX | RIS | EndNote | Medlars | ProCite | Reference Manager | RefWorks
Send citation to:

Rahimi Pordanjani T, Ghorbanian A. The relationship between job demands and workplace incivility in an industrial company: the mediating role of emotional exhaustion and moderating role of perceived organizational support. tkj. 2021; 13 (1) :24-33
URL: http://tkj.ssu.ac.ir/article-1-1113-fa.html
رحیمی پردنجانی طیبه، قربانیان امیر. رابطۀ تقاضاهای شغلی و بی نزاکتی در محیط کار در کارکنان یک شرکت صنعتی: نقش میانجی‌گری خستگی هیجانی و تعدیل‌کنندگی حمایت سازمانی ادراک شده. فصلنامه علمی تخصصی طب کار. 1400; 13 (1) :24-33

URL: http://tkj.ssu.ac.ir/article-1-1113-fa.html


دانشگاه بجنورد ، tayebe.rahimi@yahoo.com
متن کامل [PDF 739 kb]   (126 دریافت)     |   چکیده (HTML)  (235 مشاهده)
متن کامل:   (147 مشاهده)
رابطۀ تقاضاهای شغلی و بی نزاکتی در محیط کار در کارکنان یک شرکت صنعتی: نقش میانجی‌گری خستگی هیجانی و تعدیل‌کنندگی حمایت سازمانی ادراک شده
طیبه رحیمی پردنجانی[1]*، امیر قربانیان2
چکیده
مقدمه: بی‌نزاکتی در محیط کار، یکی از شکل‌های ظریف سوء رفتار بین فردی و سازمانی است. هدف پژوهش حاضر بررسی رابطۀ علّی تقاضاهای شغلی و بی‌نزاکتی در محیط کار با میانجی­گری خستگی هیجانی و تعدیل‌کنندگی حمایت سازمانی ادراک شده در کارکنان یک شرکت صنعتی بود.
روش بررسی: روش پژوهش از حیث هدف، کاربردی و به لحاظ شیوۀ گردآوری داده‌ها توصیفی-همبستگی است. جامعۀ آماری تمام کارکنان شاغل در شرکت سیمان بجنورد بود که تعداد 321 نفر براساس فرمول کوکران به روش نمونه‌گیری تصادفی ساده به عنوان نمونۀ پژوهش انتخاب شدند. گردآوری داده­های پژوهش با استفاده از پرسشنامه­های بی­نزاکتی در محیط کار کورتینا و همکاران (2001)، تقاضاهای شغلی جونگ و همکاران (1993)، خستگی هیجانی مسلش (1981) و حمایت سازمانی ادراک شده آیزنبرگر و همکاران (1986) صورت پذیرفت. برای تجزیه و تحلیل داده­ها از نرم‌افزارهای SPSS و AMOS نسخه 23 استفاده شد.
نتایج: نتایج نشان داد که الگوی پیشنهادی از برازندگی خوبی برخوردار است. تقاضاهای شغلی اثر مستقیم و غیرمستقیم از طریق خستگی هیجانی بر بی‌نزاکتی در محیط کار دارد (0001/0p>). نتایج همچنین نشان داد تعامل تقاضاهای شغلی و حمایت سازمانی ادراک شده، ورای اثرات متغیرهای اصلی، 5/1 درصد واریانس انحصاری افزوده را (015/0=R2Δ، 50/49= FΔ، 05/0>P) برای مدل ایجاد کرد.
نتیجه‌گیری: نتایج اهمیت حمایت سازمانی به عنوان تعدیل کنننده و خستگی هیجانی را به عنوان میانجی در رابطۀ بین تقاضاهای شغلی و بی­نزاکتی در محیط کار را نشان داد. بنابراین سازمان­ها می‌توانند با کاهش تقاضاهای شغلی خود، خستگی هیجانی و بی‌نزاکتی را در محیط کار کاهش دهند. همچنین ارائۀ برنامه‌های حمایتی به منظور کاهش تأثیر تقاضاهای شغلی بر بی‌نزاکتی در محیط کار پیشنهاد می‌شود.
واژه‌های کلیدی: بی‌نزاکتی در محیط کار، تقاضاهای شغلی، خستگی هیجانی، حمایت سازمانی ادراک شده

 
مقدمه
 
در طی سال‌های گذشته، پژوهش­های صورت گرفته در حوزۀ سوءرفتار در محیط کار افزایش یافته است. سوء رفتار در محیط کار دامنه­ای از رفتارهای ملایم مانند نادیده گرفتن شخص تا رفتارهای شدید مثل خشونت را در بر می­گیرد. بسیاری از سازمان­ها از تأثیرات منفی چنین رفتارهایی مانند پرخاشگری و قلدری در محیط کار آگاه هستند؛ اما تاکنون توجه اندکی به شکل­های خفیف­تر سوءرفتارهای در محیط کار نشان داده شده است (1). یکی از شکل‌های ظریف سوء رفتار بین فردی و سازمانی، بی­نزاکتی در محیط کار (workplace incivility) است (2). بی نزاکتی در محیط کار پیامدهای مخرب زیادی برای سازمان­ها و کارکنان در پی دارد (3). بی­نزاکتی بر رضایت شغلی، تعهد سازمانی، سلامت جسمانی و روانی و بهر­ه­وری کارکنان تأثیرگذار است (5 ، 4). بنابراین با توجه به اینکه چنین رفتارهایی می‌تواند به خشونت بیشتر در سازمان منجر شود و به یکی از ویژگی­های جو سازمانی تبدیل شود و هزینه­های فردی، گروهی و سازمانی زیادی را تحمیل ­کند (6)؛ بنابراین شناسایی پیشایندهای بی­نزاکتی به منظور کاهش و پیشگیری از اینگونه رفتارها ضروری و حائز اهمیت است.
یکی از عوامل مؤثر در ایجاد و استمرار بی­نزاکتی، تقاضاهای شغلی (job demands) است (7). تقاضاهای شغلی به جنبه‌های جسمانی، روانی، اجتماعی و یا سازمانی شغل اشاره دارد که به تلاش جسمانی و یا روانی (شناختی و عاطفی) مداوم نیاز دارد و با هزینه‌های فیزیولوژیکی و یا روانشناختی همراه است (8). بر اساس شواهد پژوهشی و نظری، تقاضاهای شغلی به نسبت‌های مختلف بر حالات هیجانی و تمایلات رفتاری افراد در محیط‌های کاری تأثیرگذار است (9). هاکز و همکاران (10) بر طبق مدل تقاضا- منابع شغلی نشان دادند منابع شغلی مثل استقلال یا کنترل شغلی، پیامدهای انگیزشی را پیش‌بینی می‌کنند و تقاضاهای شغلی مهمترین پیش‌بین‌های پیامدهایی مانند هیجانات منفی است. در واقع فشار شغلی باعث تمایل افراد به تلافی می‌شود و یکی از اشکال تلافی‌جویی ارتکاب رفتارهای انحرافی است (9).
از طرف دیگر به نظر می‌رسد عوامل فشارزای شغلی اگر بیش از حد باشند، می­توانند با ایجاد عوارض جسمی، روانی و رفتاری برای فرد، سلامت وی را به مخاطره اندازند (11). یکی از نتایج فشارها و تقاضاهای شغلی طولانی مدت در محیط کار فرسودگی شغلی (burnout) است. فرسودگی شغلی اوّلین بار توسط فردونبرگر (1974) برای توصیف خستگی هیجانی (emotional exhaustion)، مسخ شخصیت (depersonalization) و فقدان دستاوردهای شخصی (loss of personal accomplishment) استفاده شد. از بین تمامی ابعاد گوناگون فرسودگی شغلی، خستگی هیجانی اصلی­ترین و آشکارترین بعد فرسودگی شغلی است (12). بر طبق نظر مسلچ (1993)، خستگی هیجانی به کمبود منابع عاطفی فرد مربوط است (13). شواهد پژوهشی نشان می­دهد که خستگی هیجانی از عوامل بالقوه مطرح برای افت رضایت شغلی، تعهد سازمانی، رفتارهای مدنی- سازمانی، خلاقیت، نوآوری و عواطف مثبت و در مقابل عاملی جهت افزایش رفتارهای ضد تولید، انحرافی، مخرب و تمایل به ترک خدمت است (15، 14). بنابراین می­توان انتظار داشت، که خستگی هیجانی در رابطۀ تقاضاهای شغلی و بی­نزاکتی در محیط کار می­تواند نقش مهمی ایفا کند.
 از طرفی دیگر به نظر می‌رسد در عصر کنونی که کارکنان و محیط‌های کاری هر روز با فشارها و چالش‌های زیاد روبرو می‌شوند، حمایت سازمانی (organizational support) می‌تواند راه حلی برای کاهش این فشارها باشد (16). حمایت سازمانی شامل همۀ فعالیت‌هایی است که نشان می‌دهد سازمان چقدر برای رفاه و مشارکت کارکنانشان ارزش و اهمیت قایل هستند (17). حمایت سازمانی می‌تواند از طریق اجرای عدالت، توزیع منابع مادی، حمایت مدیر، پاداش‌ها، فرصت‌های ارتقاء، ارزیابی، استقلال در کار، برنامه‌های آموزشی، ایمنی شغلی و کاهش منابع استرس‌زا افزایش یابد (18). حمایت سازمانی ادراک شده (perceived organizationalsupport) بیانگر این باور است که تلاش کارکنان در جهت اهداف سازمانی، پاداش می‌گیرد، کمک‌های­شان ارزشمند و بهزیستی آنها برای سازمان مهم است (19). طبق مدل ضربه‌گیر کوهن و ویلز (1987) زمانی که افراد تحت فشار و استرس باشند، حمایت اجتماعی می‌تواند به عنوان ضربه‌گیر عمل کند و اثرات منفی بی‌نزاکتی سازمانی را کاهش دهد (20). شات و کلووی (21) دریافتند قربانیان خشونت که به وسیلۀ سازمان مورد حمایت قرار گرفته بودن نسبت به همتایان خود که مورد حمایت نبودند، بهزیستی عاطفی، سلامت جسمانی و عاطفه مثبت مرتبط با شغل بیشتری را گزارش داده بودند.
بنابراین با توجه به اینکه پی بردن به روابط بین متغیرهای پژوهش می‌تواند بستر و زمینۀ لازم را برای برنامه‌های سازمانی و کاری در کارخانۀ سیمان بجنورد در جهت تضعیف بی­نزاکتی در محیط کار فراهم سازد، و نیز با عنایت به اینکه پژوهشی که نقش میانجی­گری خستگی هیجانی و تعدیل‌کنندگی حمایت سازمانی ادراک شده را در رابطه بین تقاضاهای شغلی و بی­نزاکتی در محیط کار بررسی کند، در پژوهش‌های داخلی و خارجی یافت نشد، بنابراین این پژوهش علاوه بر ارتباط مستقیم، با استفاده از فرایند میانجی‌گری و تعدیل‌کنندگی، در پی سه مسئله اساسی است: 1- آیا متغیر خستگی هیجانی می‌تواند رابطه بین تقاضاهای شغلی و بی­نزاکتی در محیط کار را میانجی‌گری کنند؟ 2- آیا حمایت سازمانی ادراک شده در رابطۀ بین تقاضاهای شغلی و بی‌نزاکتی در محیط کار نقش تعدیل کننده دارد؟ 3- آیا بین تقاضاهای شغلی و بی‌نزاکتی در محیط کار رابطه وجود دارد؟
روش بررسی
پژوهش حاضر یک پژوهش مقطعی از نوع همبستگی است که در آن ارتباط‌های بین متغیرهای پژوهش در قالب تحلیل مسیر یک مدل علّی و با استفاده از روش تحلیل مسیر (path analysis) تحلیل شد. شرکت‌کنندگان پژوهش حاضر 321 نفر از کارکنان شرکت سیمان بجنورد بودند که در سال 97-1398 در شرکت مذکور مشغول فعالیت بودند. به منظور برآورد حجم نمونه از فرمول کوکران (cochran) (با قراردادن پیش برآورد p معادل 5/0 و سطح اطمینان 95 درصد و دقت احتمالی برابر 05/0) استفاده شد که با پیش‌بینی افت نمونۀ حدود 400 نفر برآورد شد. ملاک ورود به پژوهش داشتن حداقل یک سال سابقه کار و داشتن تحصیلات سیکل و بالاتر بود. برای این منظور و پس از تهیۀ فهرست اسامی و تعیین نمونۀ مورد نظر، جلسه­ای توجیهی با همۀ مدیران و سرپرستان بخش­های مختلف و کارکنانی که از آن بخش برای پاسخگویی به پرسشنامه­ها انتخاب شده بودند، برگزار شد و در مورد اهمیت پژوهش و نحوۀ پاسخگویی اطلاع‌رسانی لازم انجام شد. در مرحلۀ بعد، بستۀ آزمون­ها در اختیار کارکنان قرار گرفت و از آنها خواسته شد که با دقت و حوصله به پرسش‌ها پاسخ دهند. همچنین، به پاسخ­دهندگان اطمینان خاطر داده شد که همۀ اطلاعات و پاسخ‌های آنها محرمانه خواهد ماند. برخی از شرکت‌کنندگان در همان محل کار، اقدام به پاسخگویی به پرسشنامه­ها کردند و برخی که امکان پاسخگویی در آن لحظه را نداشتند، پرسشنامه­ها در اختیار آنان قرار گرفت و مهلت زمان کافی برای عودت پرسشنامه­ها تعیین شد.
پرسشنامۀ بی­نزاکتی در محیط کار: این پرسشنامه توسط کورتینا و همکاران (22) در قالب 7 گویه ساخته شده است. پاسخ‌ها با استفاده از یک مقیاس لیکرت 5 درجه‌ای(1 تقریباً هیچ‌گاه تا 5 مکرراً) تنظیم می‌شود. بالاترین نمره­ای که فرد در این آزمون می­تواند اخذ نماید 35 و پائین­ترین نمره 7 است. هر چقدر نمرۀ فرد بالاتر باشد به معنی آن است که فرد بیشتر دچار رفتارهای بی­نزاکتی در محیط کار است. کاین (23) در پژوهش خود پایایی این مقیاس به روش آلفای کرونباخ را 77/0 گزارش کرده است. روایی این مقیاس نیز قابل قبول گزارش شده است. عرب و همکاران (24) در پژوهش خود اعتبار این پرسشنامه را از طریق هبسته کردن آن با یک سؤال کلی، 82/0 به دست آوردند. همچنین آنها پایایی را با استفاده از ضریب آلفای کرونباخ و ضریب تنصیف به ترتیب 87/0 و 70/0 گزارش دادند. در پژوهش حاضر جهت بررسی پایایی این پرسشنامه از روش آلفای کرونباخ استفاده شد که مقدار آن 71/0 برآورد شده است.
پرسشنامۀ تقاضاهای شغلی: در این پژوهش برای سنجش تقاضاهای شغلی از پرسشنامۀ استاندارد تقاضاهای شغلی جونگ و همکاران (25) استفاده شد. این پرسشنامه دارای 8 گویه است که پاسخ‌ها در این پرسشنامه در یک مقیاس 5 درجه‌ای لیکرت (1 هرگز تا 5 همیشه) نشان داده می‌شود. این مقیاس نرخ گسترده‌ای از تقاضاهای کمّی و کیفی مثل کارکردن تحت فشار زمانی، کارکردن سخت، کار شدید را در بر می‌گیرد. جونگ و همکاران (25) مقدار پایایی این پرسشنامه را با استفاده از ضریب آلفای کرونباخ 90/0 گزارش دادند. نمرۀ بالاتر نشان دهنده تقاضاهای شغلی بالاتر است. در پژوهش حاضر جهت بررسی پایایی این پرسشنامه از روش آلفای کرونباخ 74/0 برآورد شده است. همچنین برای بررسی اعتبار این مقیاس، روش اعتبار سازه با استفاده از نرم‌افزار AMOS نسخۀ 23 به کار گرفته شد. نتایج نشان داد الگوی تحلیل عاملی تأییدی برای این مقیاس دارای برازش قابل قبولی است (62/2= /df، 81/0= GFI، 87/0=AGFI، 88/0= IFI، 88/0= CFI، 084/0= RMSEA).
پرسشنامۀ خستگی هیجانی: این پرسشنامه به وسیلۀ مسلش و جکسون (26) ساخته شد، شامل 22 سؤال و سه خرده مقیاس خستگی هیجانی، عملکرد شخصی و مسخ شخصیت است. در این پژوهش باتوجه به اهداف تحقیق تنها از خرده مقیاس خستگی هیجانی که 9 سؤال دارد استفاده شد. سؤالات پرسشنامه، فراوانی احساس خستگی هیجانی را بر اساس نمره از صفر (هرگز) تا شش (هر روز) می­سنجد. در این پرسشنامه امتیاز بالای 30 خستگی هیجانی بالا، امتیاز 18-29 متوسط و زیر 17 خستگی هیجانی ضعیف را نشان می­دهد (27). از نظر شواهد روایی و پایایی در داخل و خارج از شرایط ایده­الی برای سنجش خستگی هیجانی برخوردار است، به ترتیبی که آلفای کرونباخ گزارش شده برای آن در دامنۀ 71/0 تا 90/0 گزارش شده است (28، 27). در پژوهش حاضر ضریب آلفای کرونباخ برای پرسشنامۀ خستگی هیجانی 69/0 برآورد شده است
پرسشنامۀ حمایت سازمانی ادراک شده: برای سنجش ادراک از حمایت سازمانی، از پرسشنامۀ هشت سؤالی معرفی شده توسط آیزنبرگر و همکاران (17) استفاده شد. نمره‌گذاری سؤالات این پرسشنامه شامل یک طیف 7 ارزشی لیکرت (کاملاً مخالفم 0 تا کاملاً موافقم 6) است. در این پرسشنامه هر چه فرد نمره بالاتری کسب نماید، بیانگر برخورداری بیشتر فرد از حمایت سازمانی ادراک شده از طرف سازمان مربوطه است. این ابزار در بیش از 73 تحقیق علمی به صورت‌های مختلف (فرم کامل و فرم کوتاه) استفاد شده و از میزان پایایی بسیار مطلوبی برخوردار بوده است. آیزنبرگر و همکاران (17) پایایی این پرسشنامه را برحسب آلفای کرونباخ 86/0 به دست آوردند. عریضی و گل‌پرور (29) روایی این پرسشنامه را با دو روش تحلیل عامل (اکتشافی و تأییدی) و روایی همگرا مورد تأیید قرار دادند. در پژوهش حاضر پایایی با استفاده از روش آلفای کرونباخ 78/0برآورد شده است.
تحلیل داده‌ها با تحلیل‌های مقدماتی مختلف (یعنی میانگین، انحراف معیار، همبستگی‌های مرتبه صفر پیرسون) جهت کسب یک بینش اوّلیه نسبت به داده‌ها آغاز شد. سپس تحلیل‌های پیچیده‌تر برای ارزیابی برازندگی الگوی پیشنهادی با استفاده از نرم‌افزارهایSPSS و AMOS نسخۀ 23 انجام شد. برای آزمودن اثر غیرمستقیم از برنامۀ طراحی شده ماکرو پریچر و هیز (Preacher and Hayes’Macro program) استفاده شد (30). برای تعیین کفایت برازش الگوی پیشنهادی با داده‌های ترکیبی از شاخص‌های برازندگی به شرح زیر استفاده شدند: مقدار مجذور کای، شاخص هنجار شده مجذور کای، شاخص نیکویی برازش (GFI)، شاخص برازندگی هنجار شده (NFI)، شاخص برازندگی تطبیقی (CFI)، شاخص برازندگی افزایشی (IFI)، شاخص توکر-لویس (TLI) و جذر میانگین مجذورات خطای تقریب (RMSEA). همچنین برای آزمون فرضیه تعدیل کننده از رگرسیون سلسله مراتبی استفاده شد.
ملاحظات اخلاقی: لازم به ذکر است در تمام مراحل این پژوهش ملاحظات اخلاقی همچون اصل اخلاقی امانتداری علمی، حق معنوی مؤلفین آثار، رازداری و رضایت آگاهانه، رعایت شده است. همچنین این پژوهش با کد 13180514106 در شورای آموزشی و پژوهشی دانشگاه بجنورد به تأیید رسیده است.
نتایج
گروه مورد مطالعه در پژوهش حاضر را 321 نفر از کارکنان مرد شرکت سیمان تشکیل دادند که پرسشنامه‌های پژوهش حاضر را تکمیل نمودند (نرخ برگشت‌پذیری 85%). 41 نفر (77/12%) از شرکت‌کنندگان در دامنۀ سنی 30-20 سال، 153 نفر (66/47%) در دامنۀ سنی 40-31 سال، 85 نفر (47/26%) در دامنۀ سنی 50-41 سال و 43 نفر (39/13%) در دامنۀ سنی 50 سال و بالاتر قرار داشتند. همچنین 110 نفر (26/34%) دارای سابقۀ کاری کمتر از 10 سال، 148 نفر (10/46%) دارای سابقۀ کاری 10 تا 20 سال و 63 نفر (62/19%) دارای سابقۀ کاری بیش از 20 سال دارند.جدول2 یافته‌های توصیفی مربوط به میانگین، انحراف معیار نمره‌های افراد نمونه و همچنین ضرایب همبستگی متغیرهای الگو را نشان می‌دهد.
نتایج جدول2 نشان می‌دهد ضریب همبستگی بین تقاضاهای شغلی، بی‌نزاکتی در محیط کار (002/0p<،367/0=r) و خستگی هیجانی (0001/0 p<، 174/0=r) مثبت و معنی‌داری است. همچنین ضریب همبستگی بین خستگی هیجانی (0001/0 p<، 360/0=r) و حمایت سازمانی ادراک شده (0001/0p<، 272/0-=r) با بی‌نزاکتی در محیط کار معنی‌دار است.
به منظور بررسی این فرضیه که الگوی پیشنهادی، روش الگویابی معادلات ساختاری استفاده شد. برازندگی الگوی پیشنهادی براساس ترکیبی از سنجه‌های برازندگی برای تعیین کفایت برازش الگوی پیشنهادی با داده‌ها استفاده شدند. نتایج حاکی از برازش مطلوب الگوی پیشنهادی است. شاخص‌های برازش الگوی آزمون شده در جدول 2 نشان داده شده‌اند.
 
 
جدول1. یافته های توصیفی مربوط به متغیرهای پژوهش و ماتریس ضرایب همبستگی بین متغیرها
  میانگین انحراف معیار ضریب همبستگی
1 2 3 4
تقاضاهای شغلی 28/24 02/2 -      
خستگی هیجانی 13/28 33/3 174/0* -    
حمایت سازمانی ادراک شده 27/22 74/4 139/0-* 121/0-* -  
بی نزاکتی در محیط کار 41/15 68/2 367/0** 360/0** 272/0-** -
*p< 05/0**p<01/0
 
جدول2. برازش الگوی پیشنهادی براساس شاخص های برازندگی
  /df GFI AGFI IFI TLI CFI NFI RMSEA
الگوی پیشنهادی 17/3 17/3 995/0 951/0 981/0 882/0 980/0 973/0 082/0
χ2: مجذورکای، χ2/ DF: نسبت مجذورکای بر درجات آزادی، GFI: شاخص نیکویی برازش، AGFI:   ، IFI: شاخص برازندگی افزایشی، TLI: شاخص توکر-لویس، CFI: شاخص برازندگی تطبیقی، NFI: شاخص برازندگی هنجار شده و RMSEA: جذر میانگین مجذورات خطای تقریب
 
 
همانگونه که مندرجات جدول 2 نشان می‌دهد الگو از برازندگی خوبی برخوردار است. خی‌دو ( ) غیر معنا‌دار با P بزرگ‌تر از (05/0)، CFI، TLI و NFI بزرگتر از (90/0)، نشان از برازش خوب مدل است. همچنین RMSEA کوچکتر از (08/0) و خی‌دو نسبی ( ) بین 2 تا 5، نشان از برازش خوب مدل دارند (31). به این ترتیب فرضیۀ اوّل (الگوی پیشنهادی حاضر برازنده داده‌هاست) تأیید میشود. شکل شمارۀ 2 مسیرها و ضرایب آنها را در الگوی نهایی نشان می‌دهد.
 
 

شکل1. الگوی نهایی در پژوهش حاضر
 
 
همانطور که در شکل 1 مشاهده می­شود، با توجه به اینکه ضریب مسیرهای مستقیم به طور کامل معنی‌دار به دست آمده است؛ بنابراین فرضیه‌های دوم (تقاضاهای شغلی اثر مثبت مستقیم بر بی‌نزاکتی در محیط کار دارد)، سوم (تقاضاهای شغلی اثر مثبت مستقیم بر خستگی هیجانی دارد) و چهارم (خستگی هیجانی اثر مثبت مستقیم بر بی‌نزاکتی در محیط کار دارد) تأیید می‌شود. به هنگامی که برازندگی مدل پذیرفته می‌شود، این برازش راه را برای بررسی اثرات غیر مستقیم فراهم می‌سازد. نتایج مربوط به مسیر واسطه‌ای با استفاده از برنامۀ طراحی شده ماکرو پریچر و هیز (30) در جدول 3 نشان داده شده است.
مطابق با جدول3، حد پایین (0222/0) و حد بالای (1396/0) نشان می‌دهد چون صفر خارج از این محدوده قرار دارد، فرضیۀ پنجم (خستگی هیجانی رابطۀ بین تقاضاهای شغلی و بی‌نزاکتی در محیط کار را میانجی می‌کند) تأیید میشود. همچنین به منظور آزمودن نقش تعدیل کنندۀ حمایت سازمانی ادراک شده در رابطه بین تقاضاهای شغلی و بی‌نزاکتی در محیط کار از تحلیل رگرسیون تعدیل‌گر (رگرسیون سلسله مراتبی) استفاده شد (32) که نتایج آن در جدول4 ارائه شده است. همانطور که در جدول 4 ملاحظه می‌شود، در مرتبۀ اوّل، تقاضاهای شغلی وارد تحلیل رگرسیون شد؛ که نتایج نشان می‌دهد تقاضاهای شغلی 4/13 درصد بی‌نزاکتی در محیط کار را تبیین می‌کند. در مرتبۀ دوم، با ورود حمایت سازمانی به مدل رگرسیون، نتایج نشان داد این متغیر 4/18 درصد واریانس انحصاری افزوده برای مدل پدید آورد که این میزان معنی‌دار است (050/0=R2Δ، 40/19= FΔ، 0001/0>P). سرانجام، در مرتبۀ سوم، تعامل تقاضاهای شغلی و حمایت سازمانی وارد مدل شد. نتایج نشان می‌دهد که این تعامل، ورای اثرات متغیرهای اصلی، 5/1 درصد واریانس انحصاری افزوده را برای مدل ایجاد کرد که این میزان به لحاظ آماری معنی‌دار است (015/0=R2Δ، 80/5= FΔ، 017/0=P). بنابراین فرضیه‌های ششم (حمایت سازمانی ادراک شده رابطۀ منفی با بی‌نزاکتی در محیط کار دارد) و هفتم (حمایت سازمانی ادراک شده رابطۀ بین تقاضاهای شغلی و بی‌نزاکتی در محیط کار را تعدیل می‌کند) تأیید می‌شود.
 
 
جدول3. نتایج مربوط به مسیرهای واسطه ای
مسیر واسطه ای داده ها بوت سوگیری انحراف معیار فواصل اطمینان
حد پایین حد بالا
اثر تقاضاهای شغلی به بی نزاکتی در محیط کار از طریق خستگی هیجانی 0703/0 0706/0 0003/0 0293/0 0222/0 1396/0
 
جدول4. نتایج تحلیل رگرسیون سلسله مراتبی مربوط به رابطه تعاملی تقاضاهای شغلی و حمایت سازمانی در پیش بینی بی نزاکتی در محیط کار
SEB B F Δ R2 Δ R2 R مراتب
**338/0 067/0 448/0 50/49 **134/0 134/0 **367/0 مرتبه 1 تقاضاهای شغلی
**250/0- 029/0 141/0- 40/19 **050/0 184/0 **429/0 مرتبه 2: حمایت سازمانی ادراک شده
*124/0 017/0 042/0- 80/5 **015/0 199/0 **446/0 مرتبه 3: تقاضاهای شغلی´حمایت سازمانی
   *p< 05/0**p< 01/0
بحث
 
هدف پژوهش حاضر بررسی رابطۀ علّی تقاضاهای شغلی و بی‌نزاکتی در محیط کار با میانجی­گری خستگی هیجانی و تعدیل‌کنندگی حمایت سازمانی ادراک شده در کارکنان یک شرکت صنعتی بود. نتایج نشان داد تقاضاهای شغلی بر بی‌نزاکتی اثر مثبت مستقیم دارد. این یافته با نتایج ون جارسولد و همکاران (13)، فوکس و همکاران (7) و ادیبی و همکاران (9) همسو است. در واقع تقاضاهای شغلی اگر فراتر از توانایی، دانش و مهارت فرد باشند، فرد دچار فشار روانی در شغل می‌شود. فشارزاهای شغلی مانند جمله کمی نامفهوم است باعث به وجود آمدن هیجانات منفی متنوعی می‌شود که به رفتارهای نابارور شغلی منجر می‌شود (7). همچنین براساس مدل فرایند استرس- شغلی اسپکتور (1998)، افراد به استرس‌های ادراک شده در محیط کار به طور منفی واکنش نشان می‌دهند. تحت شرایط استرس‌زا ممکن است مهارت‌های اجتماعی در فرد آسیب ببیند و همین امر منجر می‌شود فرد در تعاملات اجتماعی واکنش منفی از خود نشان دهد که شامل بی‌نزاکتی نیز می‌شود (13).
همچنین نتایج نشان داد تقاضاهای شغلی اثر مستقیمی بر خستگی هیجانی دارد. این یافته با نتایج پژوهش‌های لی و همکاران (33) و محمدی (12) همسو است. به نظر می‌رسد عوامل فشارزای شغلی اگر بیش از حد باشند، می­توانند با ایجاد عوارض جسمی، روانی و رفتاری برای فرد، سلامت وی را به مخاطره اندازند (11). تنیدگی و فشارهای عصبی شدید ناشی از ماهیت، نوع و یا وضعیت نامناسب کار به خستگی هیجانی منجر می‌شود که طی آن کار اهمیت خود را از دست می‌دهد و فرد خستگی مداوم، پرخاشگری، بدگمانی، منفی‌بافی، بدبینی، عصبانیت، زودرنجی و بی‌حوصلگی را تجربه می‌کند، با کوچکترین ناراحتی از کوره در می‌رود و خود را در بن‌بست می‌بیند (12). همچنین براساس مدل تقاضاهای شغلی- منابع، تقاضاهای شغلی باعث ایجاد اختلال در روند سلامتی می‌شوند به این طریق که منابع کارکنان را هدر می‌دهند، انرژی را کاهش می‌دهند و منجر به خستگی آنها می‌شوند (33).
بر طبق یافته‌های پژوهش خستگی هیجانی اثر مثبت مستقیم بر بی­نزاکتی در محیط کار دارد. این یافته با نتایج بسیاری از پژوهش‌ها (15،14،13) همسو است. بر طبق مدل فرایند فرسودگی شغلی، هنگامی که سطح خستگی هیجانی کارکنان افزایش می‌یابد، آنها می‌توانند نگرش منفی نسبت به منبع خستگی هیجانی خود نشان دهند (13). کارکنانی که از نظر هیجانی خسته هستند نیز به احتمال زیاد، بی‌نزاکتی را نشان می‌دهند زیرا آنها فاقد منابع شناختی برای برخورد مؤدبانه هستند (13).
همچنین نتایج نشان داد حمایت سازمانی ادراک شده اثر منفی مستقیم بر بی‌نزاکتی در محیط کار دارند. این یافته با نتایج مینر و همکاران (20) همسو است. بر طبق نظر کوهن و ویلز (1985) افراد دارای حمایت اجتماعی، ممکن است عواقب منفی ناشی از بدرفتاری و بی‌نزاکتی را نسبت به همتایان کم حمایت خود، احساس نکنند. این کاهش ممکن است به این دلیل باشد که حمایت اجتماعی میزانی که بی‌نزاکتی به عنوان فشارزا درک می‌شود را کاهش دهد و یا ممکن است رابطه بین پاسخ به رویدادهای استرس‌زا و بهزیستی را تضعیف کند (20).
نتایج همچنین نشان داد تقاضاهای شغلی اثر غیرمستقیمی بر بی‌نزاکتی در محیط کار از طریق خستگی هیجانی دارد. این یافته با نتایج پژوهش‌های ون جارسولد و همکاران (13)، پنی و اسپکتور (34) همسو است. در تبیین این فرضیه باید بیان نمود بر طبق مدل کنترل مدیریت تقاضا هاکی (1993، 1997)، زمانی که تقاضاهای شغلی کارکنان بالا باشد، توانایی آنها برای اجرای مؤثر نقش خود کاهش می‌یابد و همانطور که تلاش می‌کنند تا وظایف شغلی‌شان را انجام دهند، توانایی آنها برای تعامل مؤدبانه با دیگران احتمالاً کاهش یابد. طبق این مدل افراد در واکنش به سطوح بالای از تقاضاهای شغلی به دو شیوه ممکن است پاسخ دهند: اوّل، کارکنان تلاش‌شان را افزایش می‌دهد و سطح عملکردشان را حفظ می‌کنند که این شیوه ممکن است خستگی و تحریک‌پذیری به دنبال داشته باشد که این احتمالاً باعث فرسایش توانایی کارکنان برای برخورد مؤدبانه با دیگران می‌شود. دوم، کارکنان می‌توانند در ضمن اینکه تلاش روانشناختی و فیزیولوژیکی خود را محدود کرده‌اند، سطح مشخصی از تلاش را حفظ کنند، که این نیز می‌تواند برای آنها دشوار باشد تا تعامل مؤدبانه با دیگران داشته باشند.
نتایج همچنین نشان داد حمایت سازمانی ادراک شده رابطه بین تقاضاهای شغلی و بی‌نزاکتی در محیط کار را تعدیل می‌کند. این یافته با نتایج پژوهش مینر و همکاران (20) همسو است. در تبیین این یافته باید بیان نمود براساس مدل ضربه‌گیر حمایت اجتماعی کوهن و ویلز (1985)، زمانی که افراد تحت فشار و استرس باشند، حمایت اجتماعی (سازمانی و یا عاطفی) به عنوان یک ضربه‌گیر، از بهزیستی فردی محافظت می‌کند. زمانی که افراد رویدادهای استرس‌زا را تجربه می‌کنند آنها وارد یک فرایند ارزیابی می‌شوند که طی آن ممکن است وضعیت را به عنوان تهدید کننده و آسیب‌زا ادراک کنند. در این صورت احساس درماندگی و کاهش عزت نفس را تجربه می‌کنند که منجر به کاهش سلامت شغلی، روانی و اجتماعی می‌شود. در چنین حالتی حمایت اجتماعی به دو طریق می‌تواند این اثرات منفی را کاهش دهد:  اوّل، داشتن احساس حمایت می‌تواند با تغییر در اهداف و یا باز تعریف آنها پاسخ‌های استرس‌زا را تعدیل کند به طوریکه کمتر آسیب‌زا ادراک شود. دوم، زمانی که یک رویداد به عنوان استرس‌زا ارزیابی شود، افرادی که احساس حمایت می‌کنند، عواطف منفی کمتری (مثل بی‌نزاکتی در محیط کار) نشان می‌دهند (20).
تمرکز مطالعاتی این پژوهش بر کارکنان مرد کارخانۀ سیمان بجنورد بود. بنابراین پیشنهاد می­شود که موضوع مورد بحث در گروه‌های متنوعی از شرکت‌کنندگان از لحاظ جنسیت و نوع شغل بررسی شود و نتایج حاصل مقایسه شود. از محدودیت­های دیگر پژوهش حاضر استفاده از ابزارهای خودسنجی برای گردآوری داده­ها بود. بنابراین پیشنهاد می­شود در پژوهش­های آتی در کنار ابزار پرسشنامه، از مصاحبه­های عمیق و روش­های مشاهده­ای نیز استفاده شود تا بتوان عوامل و متغیرهای مداخله­گر در روابط متغیرها را با دقت بیشتری شناسایی و کنترل کرد.
نتیجه‌گیری
نتایج پژوهش حاضر نشان داد خستگی هیجانی و حمایت سازمانی ادراک شده می‌توانند در رابطه بین تقاضاهای شغلی و بی‌نزاکتی در محیط کار به ترتیب نقش میانجی­گری و تعدیل‌کنندگی داشته باشند. بنابراین پیشنهاد می­شود که شرکت‌ها بویژه مسئولان و مدیران کارخانه سیمان بجنورد از طریق تجزیه و تحلیل شغل و آماده‌سازی شرح وظایف صریح، روشن و بدون ابهام تلاش نمایند تا از سطح تقاضاهای شغلی در کارکنان بکاهند چرا که افزایش فشارهای شغلی، خستگی هیجانی و به تبع آن بی­نزاکتی در محیط کار را به دنبال خواهد داشت. بنابراین می­توان از طریق برگزاری دوره‌های آموزشی علاوه بر افزایش کارایی کارکنان استرس‌های شغلی را نیز مدیریت نمود. همچنین برنامه‌های حمایتی نظیر تخصیص بسته‌های مشوق سازمانی، امکانات رفاهی و هر نوع دیگر از حمایت­های مادی و معنوی به منظور کاهش تأثیر تقاضاهای شغلی بر بی‌نزاکتی در محیط کار پیشنهاد می‌شود.
سپاس‌گزاری
نویسندگان این مقاله بر خود لازم می‌دانند مراتب قدردانی و سپاس خود را از تمام کارکنان محترم شرکت سیمان بجنورد که در این مطالعه ما را یاری نمودند، ابراز نمایند.

 
References:
  1. Pearson CM, Andersson LM, Wegner JW. When workers flout convention: A study of workplace incivility. Human Relations. 2001; 54: 1387-1419.
  2. Lim S, Cortina LM, Magley VJ. Personal and workgroup incivility: Impact on work and health outcomes. Journal of Applied Psychology. 2008; 93: 95-107.
  3. Taylor SG. Cold looks and hot tempers: individual-level effects of incivility in the workplace. Thesis for the degree of Doctor of Philosophy: Bradley University, 2010.
  4. Taylor SG, Bedeian AG, Kluemper DoH. Linking workplace incivility to citizenship performance: The combined effects of affective commitment and conscientiousness. Journal of Organizational Behavior. 2012; 33(7): 878–893.
  5. Leiter MP, Price SL, Laschinger HKS. Generational differences in distress, attitudes and incivility among nurses. Journal of Nursing Management. 2010; 18: 970-980.
  6. Pearson C, Porath C. The cost of bad behavior: How incivility is damaging your business and what to do about it. New York: Penguin Books Ltd. 2009.
  7. Fox S, Spector PE, Miles D. Counterproductive work behavior (CWB) in response to job stressors and organizational justice: Some mediator and moderator tests for autonomy and emotions. Journal of Vocational Behavior. 2001; 59(3): 291-309.
  8. Bakker AB, Demerouti EB E, Schaufeli WB. Job demands and job resources as predictors of absence duration and frequency. Journal of Vocational Behavior. 2003; 62: 341-356.
  9. Adibi Z, Golparvar M, Mosahebi MR. Investigating the Relationship between Job Demands, Job Resources and Job Control with Deviant Behaviors of Personnel: A Case Study of South Zagros Oil and Gas Company. Journal of Industrial Management. 2013; 7(22): 107-116.
  10. Houkes I, Janssen PPM, Jonge DJ, Bakker AB. Personality, work characteristics, and employee well-being: A longitudinal analysis of additive and moderating effects. Journal of Occupational Health Psychology. 2003; 8: 20-38.
  11. Rahmani F, Behshid M, Zamanzadeh V, Rahmani F. Relationship between general health, occupational stress and burnout in critical care nurses of Tabriz teaching hospitals. Iran Journal Nursing. 2010; 23 (66): 54-63. ]Persian]
  12. Mohammadi Sh. Burnout and psychological health in high school teachers. Journal of Iranian Psychologists. 2006; 3(9): 15-23.
  13. Van Jaarsveld DD, Walker DD, Skarlicki DP. The role of job demands and emotional exhaustion in the relationship between customer and employee incivility. Journal of Management. 2010; 36(6): 1486-1504.
  14. Boyd NG, Lewin JE, Sager JK. A model of stress and coping and their influence on individual and organizational outcomes. Journal of Vocational Behavior. 2009; 75(2): 197-211.
  15. Knudsen HK, Ducharme LJ, Roman PM. Turnover intention and emotional exhaustion "at the top": adapting the job demands-resources model to leaders of addiction treatment organizations. Journal of Occupational Health Psychology. 2009; 14(1): 84-95.
  16. Hariri N, Rotan SZ, Jan-Mohammadi M. Assessing the relationship between perceived organizational support and organizational indifference in librarians (Case study: Central libraries of universities affiliated to the ministry of science, research and technology in Tehran). Journal of Librarianship and Information Research. 2013; 47 (4): 397-414.
  17. Eisenberger R, Huntington R, Hutchison S, Sowa D. Perceived organizational support. Journal of Applied Psychology. 1986; 71: 500-507.
  18. Özyer K, Berk A, Polatcı S. Does the perceived organizational support reduce burnout? A survey on Turkish health sector. International Journal of Business Administration and Management Research. 2016; 2(1): 22-27.
  19. Rhoades L, Eisenberger R. Perceived organizational support: A review of the literature. Journal of Applied Psychology. 2002; 87: 698–714.
  20. Miner KN, Settles IH, Pratt-Hyatt JS, Brady CC. Experiencing incivility in organizations: the buffering effects of emotional and organizational support. Journal of Applied Social Psychology. 2012; 42(2): 340-372.
  21. Schat A, Kelloway E. Reducing the adverse consequences of workplace aggression and violence: The buffering effects of organizational support. Journal of Occupational Health Psychology. 2003; 8: 110-122.
  22. Cortina LM, Magley VJ, Williams JH, Langhout RD. Incivility in the workplace: Incidence and impact. Journal of Occupational Health Psychology. 2001; 6: 64-80.
  23. Kain JM. The relationship between workplace incivility and strain: equity sensitivity as a moderator. Thesis for the degree of Master of Industrial/ Organization Psychology, Bowling Green State University, 2008.
  24. Arab N, Hashemi Sheykhshabani E, Beshlideh K. Antecedents of workplace incivility: investigating some personal and organizational variables. Journal of Psychology. 2013; 17 (3): 294-309.
  25. Jonge JD, Landeweerd JA, Nijhuis FJN. Constructie en validering van de vragenlijst ten behoeve van het project “autonomie in het werk” [Construction and validation of the questionnaire for the ‘job autonomy project’]. Studies bedrijfsgezondheidszorg nummer 9, Rijksuniversiteit Limburg, Maastricht. 1993.
  26. Maslach C, Jackson SE. Maslach Burnout Inventory Research Edition Manual. CA: Consulting Psychologists Press.
  27. Kouhpayezade J, Aghilinejad M, Kabir Mokamelkhah E, Golabadi M. Professional Burnout and related factors in employees of Ex-Iran University of Medical Sciences faculties in 2010. RJMS. 2011; 18 (90): 27-36.
  28. Schaufeli WB. The balance of give and take: toward a social exchange model of burnout. Revue International de Psychologies Sociable. 2006; 19: 87-131.
  29. Oreyzi H, Golparvar M. A model for the relationship between perceived organizational support and occupational, professional, and organizational variables. Journal of Management Research - Humanities Instructor.2011; 15(4): 147-173.
  30. Preacher KJ, Hayes AF. Asymptotic and resamplingstrategies for assessing and comparingindirect effects in multiple mediator models. Behav Res Methods. 2008; 40: 879-891.
  31. Ghasemi V. Structural equation modeling in social research using Amos Graphics. 2010; Tehran: Jame’e Shenasn. ]Persian]
  32.  Baron RM, Kenny DA. The moderator–mediator variable distinction in social psychological research: Conceptual, strategic, and statistical considerations. Journal of Personality and Social Psychology, 1986; 51: 1173-118.
  33. Li F, Wang G, Li Y, Zhou R. Job demands and driving anger: The roles of emotional exhaustionand work engagement. Accident Analysis and Prevention. 2017; 98: 198-205.
  34. Penney LM, Spector PE. Job stress, incivility, and counterproductive work behavior (CWB): The moderating role of negative affectivity. Journal of Organizational Behavior. 2005; 26: 777-796.


[1] استادیار گروه روانشناسی، دانشگاه بجنورد، بجنورد، ایران
2 دانشجوی کارشناس ارشد مدیریت دولتی، دانشگاه آزاد واحد سمنان، سمنان، ایران
* (نویسنده مسئول)؛ تلفن تماس: 0989137027593، پست الکترونیک:  Tayebe.raimi@yahoo.com
تاریخ دریافت:             05/09/1399                                                                          تاریخ پذیرش: 24/12/1399
نوع مطالعه: پژوهشي | موضوع مقاله: طب کار
دریافت: 1399/9/5 | پذیرش: 1400/3/10 | انتشار: 1400/3/10

ارسال نظر درباره این مقاله : نام کاربری یا پست الکترونیک شما:
CAPTCHA

ارسال پیام به نویسنده مسئول


بازنشر اطلاعات
Creative Commons License این مقاله تحت شرایط Creative Commons Attribution-NonCommercial 4.0 International License قابل بازنشر است.

کلیه حقوق این وب سایت متعلق به فصلنامه طب کار می باشد.

طراحی و برنامه نویسی : یکتاوب افزار شرق

© 2021 CC BY-NC 4.0 | Occupational Medicine Quarterly Journal

Designed & Developed by : Yektaweb