بررسی عوامل شخصیتی موثر در مقاومت در برابر استفاده از فنّاوری اطلاعات

هدف اصلی از انجام این پژوهش، که مبتنی بر راهبرد روابط علّی میان متغیرها انجام شده است، بررسی عوامل شخصیتی موثر در مقاومت در برابر استفاده از فنّاوری اطلاعات در سازمان های دولتی شهر رفسنجان بود. در راستای نیل به این هدف و بر اساس نتایج پژوهش معلوم شد که: 1) ادراک سودمندی فنّاوری اطلاعات در مقاومت در برابر استفاده از آن اثر منفی معناداری دارد؛ در حالی که ادراک سهولت استفاده از فنّاوری اطلاعات در مقاومت در برابر استفاده از آن اثر معناداری ندارد. اگر چه به زعم دیویس پذیرش یا رد یک فنّاوری تحت الشعاع دو عامل ادراک سودمندی و ادراک سهولت استفاده از آن قرار دارد (davis, 1989) و به تعبیر اتکینسون و کید، اولی نوعی عامل انگیزش بیرونی و دومی درونی است (atkinson & kydd, 1997)، نتایج پژوهش تنها موید نقش عامل انگیزش بیرونی (ادراک سودمندی فنّاوری اطلاعات) است؛ لذا در طرح این احتمال نظری که آسان بودن کاربرد فنّاوری، پذیرش کاربران آن را به دنبال خواهد داشت (radner & rothschild, 1975)، تردید حاصل می شود. از این رو، علی رغم پشتوانه نظری قوی و نیز وجود برخی مطالعات موید اثر محتمل ادراک سهولت در مقاومت در برابر استفاده از فنّاوری اطلاعات (davis, 1985)، این احتمال قوت می گیرد که چه بسا متغیرهایی این رابطه را تعدیل می کنند. بنابراین، طبق نتایج پژوهش، آن دسته از اعضای سازمان که فنّاوری اطلاعات را سودمندتر می دانند، به احتمال کمتری در برابر استفاده از آن مقاومت - شناختی، هیجانی و رفتاری- نشان می دهند و بالعکس؛ لیکن ضرورتاً چنین نیست که آن دسته از اعضای سازمان که استفاده از فنّاوری اطلاعات را آسان تر می انگارند، به احتمال کمتری در برابر استفاده از آن مقاومت - شناختی، هیجانی و رفتاری- نشان دهند و بالعکس. 2) عوامل شخصیتی موثر در مقاومت در برابر تغییر (بدبینی، کوته اندیشی، جمود شناختی، یکنواخت طلبی و واکنش هیجانی) در مقاومت اعضای سازمان در برابر استفاده از فنّاوری اطلاعات اثر مثبت معناداری دارند. همان طور که بیان شد، آن دسته از اعضای سازمان که به لحاظ شخصیتی بدبین هستند، به انگیزه های ضمنی و اعلام شده مدیریت در قبال تغییرات سازمانی نگرشی منفی دارند و به همین دلیل، همان گونه که استنلی و همکارانش در پژوهش خود نشان دادند، در برابر تغییرات از خود مقاومت نشان می دهند (stanley et al., 2005). این مقاومت نیز واجد ابعاد سه گانه رفتاری است، کما اینکه بدبینی دارای ابعاد رفتاری، هنجاری و شناختی است (erwin & garman, 2010). آن گونه که کانتر و میرویس اذعان می دارند، افراد بدبین به حقایق آنچه که مدیرانشان می گویند عمیقاً تردید دارند و معتقدند همان طور که سازمان فرصتی در اختیار آنها قرار می دهد، مزایایی را نیز از آنها خواهد گرفت (kanter & mirvis, 1989) و به تعبیر وانوس و همکارانش، بدبینی سبب می شود افراد به موفقیت تغییرات در سازمان شک کنند، زیرا مجریان تغییر را ناشایست و یا کاهل می انگارند (wanous et al., 2000). همچنین، کارکنانی که دل در گرو حفظ وضع موجود دارند (tichy, 1983)، در مواجهه با تغییر دچار واکنش هیجانی شدیدتری نسبت به بقیه می شوند، کوته اندیش اند و از صرف انرژی برای تغییرات بلندمدت پرهیز می کنند و یا بسختی دیدگاه های خود را تغییر می دهند، آن سان که ارگ به طور کلی نشان می دهد (oreg, 2003)، به طور خاص نیز در برابر استفاده از فنّاوری اطلاعات از خود مقاومت نشان می دهند. 3) ادراک پیچیدگی فنّاوری اطلاعات اثر کاهنده ای در ادراک سهولت استفاده از فنّاوری اطلاعات دارد؛ ولی رابطه معناداری با خودباوری در استفاده از رایانه ندارد. این در حالی است که اثر آن در ادراک سودمندی فنّاوری اطلاعات در سطح اطمینان پژوهش تأیید نشد. اگر چه حسن پیشتر چنین اذعان داشته بود که ادراک پیچیدگی فنّاوری در شکل دهی باور کارکنان اثر دارد، به نحوی که افرادی که یک فنّاوری را برای استفاده و یادگیری پیچیده تر می بینند، احتمالاً به توانایی ها و مهارت های خود در استفاده از آن تردید می کنند و در نتیجه انتظار می رود که این قضاوت ها بر ادراک سودمندی و ادراک سهولت استفاده از آن فنّاوری اثر منفی داشته باشد (hasan, 2007) و برخی پژوهش ها نیز از رابطه منفی بین ادراک پیچیدگی فنّاوری و پذیرش آن حکایت داشتند (tornatzky & klein, 1982). نتایج این پژوهش اثر ادراک پیچیدگی فنّاوری اطلاعات را در ادراک سودمندی آن مورد تأیید قرار نداد؛ لیکن همداستان با ادعای نظری تامپسون و همکارانش، بر این مطلب صحه می گذارد که هر چه ادراک پیچیدگی فنّاوری اطلاعات بیشتر باشد، ادراک سهولت استفاده از آن کاهش می یابد و بالعکس (thompson et al., 1994). همچنین نتایج پژوهش، این فرضیه را که خودباوری با ادراک پیچیدگی فنّاوری ارتباط منفی معناداری دارد و صاحب نظرانی همچون بونر و کمبل به آن اشاره نموده بودند (bonner, 1994; campbell, 1988)، دست کم در خصوص فنّاوری اطلاعات تأیید نمی کند. 4) اگر چه خودباوری در استفاده از رایانه در ادراک سودمندی فنّاوری اطلاعات اثر دارد و دارای همبستگی مثبت معناداری با رایانه بازی نیست، تأثیر معناداری در ادراک سهولت استفاده از فنّاوری اطلاعات ندارد؛ ضمن اینکه این متغیر دارای رابطه منفی معناداری با رایانه ترسی در سطح اطمینان 99 درصد نیست. به رغم نتایج برخی مطالعات که بر اثر مثبت خودباوری در استفاده از رایانه در ادراک سهولت استفاده از فنّاوری اطلاعات دلالت دارند (hu et al., 2003; ong et al., 2004; ramayah et al., 2004)، نتایج این پژوهش فرضیه مزبور را تأیید نکرد. همان طور که کریپانونت بیان می کند، به طور کلی، در مورد استفاده از فنّاوری اطلاعات، پیش بینی می شود سطوح بالای خودباوری به سطوح بالایی از نیت رفتاری برای استفاده از فنّاوری و کاربرد واقعی فنّاوری اطلاعات منجر شود (kripanont, 2007)؛ ضمن اینکه شواهد تجربی زیادی نیز نشان می دهند که افراد واجد خودباوری بالا، درک مثبتی از فنّاوری اطلاعات دارند و مکرّر آن را انجام می دهند (saleem et al., 2011)؛ لیکن آنچه نتایج این پژوهش به آن اشعار دارد، مجرا و آبشخور چنین پذیرشی را به افزایش ادراک سودمندی فنّاوری اطلاعات منحصر می کند و بر افزایش ادراک سهولت استفاده از فنّاوری اطلاعات دلالت نمی کند. به عبارت دیگر نتیجه پژوهش، همراستای نتیجه پژوهش حسن است که نشان می دهد بین خودباوری در استفاده از رایانه و ادراک سودمندی فنّاوری اطلاعات رابطه ای منفی برقرار است (hasan, 2007). آن سان که وی مبتنی بر دانش پیشین، برای این رابطه دو دلیل توجیهی بیان می کند: اول اینکه افراد دارای خودباوری بالاتر، محدودیت های کاربردی فنّاوری را بهتر می بینند ولی چه بسا افراد با خودباوری پایین تر فوراً از عهده شناسایی این محدودیت ها برنیایند (chau, 2001)؛ دوم اینکه افراد با خودباوری پایین نمی توانند مدل ذهنی دقیقی از سودمندی فنّاوری ترسیم کنند، زیرا درباره توانایی های خود در استفاده و یادگیری آن فنّاوری نگران هستند (kuo et al., 2004). همچنین نتایج پژوهش آن دسته از مطالعات و پژوهش هایی را که نشان می دهند خودباوری در استفاده از رایانه با رایانه ترسی رابطه ای منفی دارد، تأیید نمی کند (brown et al., 2004; fardal & tollefsen, 2004; joncour et al., 1994; saleem et al., 2011)؛ ضمن اینکه همبستگی آن با رایانه بازی معنادار نیست (saleem et al., 2011). 5) رایانه ترسی در ادراک سودمندی و ادراک سهولت استفاده از فنّاوری اطلاعات اثر و با رایانه بازی همبستگی منفی معناداری دارد. مضاف بر اینکه، رایانه بازی خود در ادراک سهولت استفاده از فنّاوری اطلاعات اثر مثبت معناداری دارد. این نتایج با ماحصل پژوهش های مطالعات انجام شده ایگباریا و ونکاتش در تأثیر ادراک سودمندی و ادارک سهولت استفاده از فنّاوری اطلاعات در مقاومت در برابر استفاده از فنّاوری اطلاعات همراستاست (igbaria, 1993; venkatesh, 2000). ضمن اینکه تأییدی است بر نتایج آن دسته از مطالعاتی که نشان می دهند بین رایانه بازی و رایانه ترسی رابطه منفی معناداری وجود دارد (coleman, 2009). همچنین، منطبق با نتیجه مطالعه هکبارث و همکارانش، نشان می دهد رایانه بازی در ادراک سهولت استفاده از فنّاوری اطلاعات اثر مثبت معناداری دارد (hackbarth et al., 2003).