اثر ویژگی های محیط کار و حمایت اجتماعی ادراک شده در کار بر قصد ترک شغل با میانجی گری خشنودی شغلی و فرسودگی عاطفی در کارکنان اقماری

خلاصه پژوهش با توجه به این که سازمان ها در عصر تکنولوژی و رقابت امروز تلاش می کنند تا از یکدیگر پیشی بگیرند، این امر مستلزم داشتن کارکنانی متخصص و با انگیزه برای ادامه کار در آن سازمان است. این الزامات ممکن است سطوح خستگی و فرسودگی کارکنان را افزایش دهد (مور، a2000) و اغلب متخصصان فناوری اطلاعات را به سوی چنین پیامدهایی از قبیل کاهش خشنودی شغلی (بورک و گرینگلس، 1995)، کناره گیری کارکن (دیری، آی ورسون و والش، 2002) و افزایش ترک شغل (مور، a2000) سوق می دهد. ادراکات کارکنان درباره شغل و محیط کار، احساسات روان شناختی آنها را پیش بینی می کند؛ بنابراین بر ترک شغل تأثیر می گذارد (مک نایت، فیلیپس و هاردگریو، 2009). معمولاً سنجش ترک شغل واقعی، به دلیل این که کارکنانی که قبلاً شغل و سازمان را ترک کرده اند در دسترس نیستند، دشوار است (هریس، هریس و هاروِِی، 2008؛ گریفت و همکاران، 2000). همچنین گریفت و همکاران (2000) نشان دادند که اندازه اثر قصد ترک بر رفتار ترک شغل واقعی به میزان قابل توجهی بیشتر از قدرت پیش بینی کنندگی دیگر عوامل مربوط به شغل می باشد. زمانی که کارکنان به صورت داوطلبانه یا غیر داوطلبانه یک سازمان را ترک می کنند، تأثیر آن می تواند قابل توجه و اساسی باشد. مک نایت و همکاران (2009) انجام دادند، بیان کردند که ویژگی های شغل (استقلال، تنوع مهارت، معناداری شغل، بازخورد و هویت وظیفه)، ویژگی های محیط کار (امنیت شغلی ادراک شده، اعتماد به مدیریت ارشد، ادراکات انصاف از پاداش و تبادل اطلاعات کارکن) و ویژگی های خارج از محیط کار (سودمندی موردانتظار/کناره گیری، سطح بیکاری، تعارض کار- خانواده و فرصت های شغلی بیرون از سازمان) بر تصمیم کارکن برای ترک شغل تأثیر می گذارند. دو پیامد خشنودی شغلی و قصد ترک شغل در مطالعه فراتحلیلی دیرکس و فرین (2002)، قویترین رابطه را با اعتماد به رهبری داشته اند. گرینبرگ (1987) نشان داد که ادراکات بی عدالتی از نوع عدالت توزیعی منجر خواهد شد که افراد حس بی عدالتی را تجربه نمایند، بنابراین، بهره-وری پایین تر، خشنودی کمتر و در نتیجه تمایل بیشتر برای ترک شغل شان خواهند داشت. از طرف دیگر، ادراک عدم امنیت شغلی از سوی فرد می تواند اثرات زیانباری بر سلامت و خشنودی شغلی وی داشته باشد. در یک مطالعه فراتحلیلی، ان جی و سورن سن (2008) دریافتند که حمایت سرپرست ادراک شده نسبت به حمایت همکار ادراک شده رابطه بیشتری با خشنودی شغلی، تعهد عاطفی و قصد ترک شغل دارد. خشنودی شغلی به دلیل ارتباطش با سلامت هیجانی و جسمانی کارکنان به عنوان یک موضوع مهم در رفتار سازمانی شناسایی شده است (اوشاگبمی، 1999). پیامدهای فرسودگی عاطفی برای سازمان ها مهم و قابل توجه هستند؛ زیرا سبب افزایش رفتار کناره گیری (لی و اشفورت، 1996) و کاهش عملکرد شغلی می شوند (باباکوس، کراونس، جانستون و مونکریف، 1999). مبنای ارائه الگوی پیشنهادی پژوهش حاضر بر این امر استوار است که آیا ادراکات کارکنان از محیط کار و حمایت اجتماعی که آنها دریافت می کنند (به طور مستقیم و غیر مستقیم) می تواند بر شکل گیری قصد ترک شغل در آنها اثر گذارد؟ فرضیه های پژوهش از این قرارند: 1. الگوی پیشنهادی پژوهش حاضر برازنده داده ها است. 2. امنیت شغلی ادراک شده اثر مثبت مستقیم بر خشنودی شغلی دارد. 3. امنیت شغلی ادراک شده اثر منفی مستقیم بر فرسودگی عاطفی دارد. 4. اعتماد به مدیریت ارشد اثر مثبت مستقیم بر خشنودی شغلی دارد. 5. اعتماد به مدیریت ارشد اثر منفی مستقیم بر فرسودگی عاطفی دارد. 6. عدالت توزیعی ادراک شده اثر مثبت مستقیم بر خشنودی شغلی دارد. 7. عدالت توزیعی ادراک شده اثر منفی مستقیم بر فرسودگی عاطفی دارد. 8. تبادل اطلاعات اثر مثبت مستقیم بر خشنودی شغلی دارد. 9. تبادل اطلاعات اثر منفی مستقیم بر فرسودگی عاطفی دارد. 10. حمایت اجتماعی ادراک شده اثر مثبت مستقیم بر خشنودی شغلی دارد. 11. حمایت اجتماعی ادراک شده اثر منفی مستقیم بر فرسودگی عاطفی دارد. 12. خشنودی شغلی اثر منفی مستقیم بر قصد ترک شغل دارد. 13. فرسودگی عاطفی اثر مثبت مستقیم بر قصد ترک شغل دارد. 14. امنیت شغلی ادراک شده اثر منفی مستقیم بر قصد ترک شغل دارد. 15. اعتماد به مدیریت ارشد اثر منفی مستقیم بر قصد ترک شغل دارد. 16. عدالت توزیعی ادراک شده اثر منفی مستقیم بر قصد ترک شغل دارد. 17. تبادل اطلاعات اثر منفی مستقیم بر قصد ترک شغل دارد. 18. حمایت اجتماعی ادراک شده اثر منفی مستقیم بر قصد ترک شغل دارد. 19. امنیت شغلی ادراک شده اثر منفی غیر مستقیم (از طریق فرسودگی عاطفی) بر قصد ترک شغل دارد. 20. امنیت شغلی ادراک شده اثر منفی غیر مستقیم (از طریق خشنودی شغلی) بر قصد ترک شغل دارد. 21. اعتماد به مدیریت ارشد اثر منفی غیر مستقیم (از طریق فرسودگی عاطفی) بر قصد ترک شغل دارد. 22. اعتماد به مدیریت ارشد اثر منفی غیر مستقیم (از طریق خشنودی شغلی) بر قصد ترک شغل دارد. 23. عدالت توزیعی ادراک شده اثر منفی غیرمستقیم (از طریق فرسودگی عاطفی) بر قصد ترک شغل دارد. 24. عدالت توزیعی ادراک شده اثر منفی غیرمستقیم (از طریق خشنودی شغلی) بر قصد ترک شغل دارد. 25. تبادل اطلاعات اثر منفی غیر مستقیم (از طریق فرسودگی عاطفی) بر قصد ترک شغل دارد. 26. تبادل اطلاعات اثر منفی غیر مستقیم (از طریق خشنودی شغلی) بر قصد ترک شغل دارد. 27. حمایت اجتماعی ادراک شده اثر منفی غیر مستقیم (از طریق فرسودگی عاطفی) بر قصد ترک شغل دارد. 28. حمایت اجتماعی ادراک شده اثر منفی غیر مستقیم (از طریق خشنودی شغلی) بر قصد ترک شغل دارد. جامعه آماری در این پژوهش شامل تمامی کارکنان اقماری (رسمی و پیمانکاری) شرکت ملی حفاری ایران است که در سال 1390 جمعاً حدود هفت هزار نفر بوده اند. با استفاده از روش نمونه گیری تصادفی ساده، از میان کارکنانی که دارای مدرک تحصیلی زیردیپلم و بالاتر بودند، تعداد 350 نفر به عنوان نمونه اصلی و 70 نفر جهت تعیین اعتبار و پایایی ابزار پژوهش انتخاب گردید. از نمونه اصلی، 309 پرسشنامه و از نمونه اعتباریابی تعداد 54 پرسشنامه برگشت داده شد. در پژوهش حاضر تعیین پایایی مقیاس ها با استفاده از روش آلفای کرونباخ و تنصیف انجام گرفت. تعیین اعتبار ابزارها نیز از طریق اعتبار سازه مشخص گردید. تحلیل این پژوهش با تحلیل های مقدماتی مختلف (محاسبه میانگین، انحراف معیار و همبستگی های مرتبه صفر پیرسون) جهت کسب یک بینش اولیه نسبت به داده ها آغاز گردید. سپس، تحلیل های پیچیده تر برای ارزیابی برازندگی الگوی پیشنهادی انجام شد که همگی از طریق الگویابی معادلات ساختاری (sem)، با استفاده از برآورد حداکثر درست نمایی نرم افزار amos ویراست 16 (آربوکل، 1997) اعمال گردیدند. تمامی تحلیل ها با استاده از نرم افزارهای spss ویراست 16 و amos ویراست 16 انجام گرفتند. جهت تعیین کفایت برازش الگوی پیشنهادی با داده ها، ترکیبی از شاخص های برازندگی به شرح زیر مورد استفاده قرار گرفتند: 1) مقدار مجذور کای (2?)، 2) شاخص هنجار شده مجذور کای (نسبت مجذور کای بر درجات آزادی)، 3) شاخص نیکویی برازش (gfi)، 4) شاخص نیکویی برازش تعدیل شده (agfi)، 5) شاخص برازندگی هنجار شده (nfi)، 6) شاخص برازندگی تطبیقی (gfi)، 7) شاخص برازندگی افزایشی (ifi)، 8) شاخص توکر- لویس (tli)، و 9) جذر میانگین مجذورات خطای تقریب (rmsea). جهت آزمون اثرهای غیرمستقیم (واسطه ای) در الگوی پیشنهادی از روش بارون و کنی (1986) و جهت تعیین معنی داری آنها از روش بوت استراپ در برنامه ماکرو آزمون پریچر و هیز (2008) بر روی نرم افزار spss ویراست 16 استفاده شد. الگوی پیشنهادی در پژوهش حاضر، 8 متغیر را در خود جای داده است. برازندگی الگوی پیشنهادی بر اساس شاخص های برازندگی که قبلاً به آنها اشاره شد، مورد ارزیابی قرار گرفت. از میان مسیرهای پیشنهادی در الگوی حاضر، پنج مسیر مستقیم تبادل اطلاعات به خشنودی شغلی، تبادل اطلاعات به فرسودگی عاطفی، عدالت توزیعی ادراک شده به فرسودگی عاطفی، حمایت اجتماعی ادراک شده به قصد ترک شغل و اعتماد به مدیریت ارشد به قصد ترک شغل غیر معنی-دار بوده و از الگو حذف شدند. الگوی پیشنهادی با وجود اینکه در برخی شاخص های برازندگی مانند ifi، gfi،cfi و nfi دارای برزاش نسبتاً خوبی بود اما شاخص های دیگر نشانگر آنند که الگو نیاز به بهبود دارد. برازش بهتر در الگوی نهایی، یعنی الگویی که در آن، 5 مسیر غیرمعنی دار حذف شده و به توصیه نرم افزار amos-16 خطاهای یک مسیر همبسته گردیدند، حاصل شد.