بررسی رابطه رهبری اخلاقی و معنویت سازمانی با فرسودگی شغلی، نقش میانجی یادگیری سازمانی
محورهای موضوعی : مدیریت آموزشیعلی اکبر عقیقی 1 , وحید میرزایی 2 , مجید قدیمی تولکی 3
1 - دانشجوی دکتری مدیریت، واحد بجنورد، دانشگاه آزاد اسلامی، بجنورد، ایران
2 - استادیار دکتری مدیریت، واحد بجنورد، دانشگاه آزاد اسلامی، بجنورد، ایران
3 - دانشجوی دکتری مدیریت، واحد بجنورد، دانشگاه آزاد اسلامی، بجنورد، ایران
کلید واژه: یادگیری سازمانی, فرسودگی شغلی, معنویت سازمانی, رهبری اخلاقی,
چکیده مقاله :
پژوهش حاضر باهدف بررسی رابطه بین رهبری اخلاقی و معنویت سازمانی با فرسودگی شغلی با نقش میانجی یادگیری سازمانی شکل‌گرفته است. جامعه آماری این پژوهش شامل کلیه معلمان مقطع متوسطه شهر مشهد است که با استفاده از فرمول کوکران 110 نفر به‌عنوان نمونه انتخاب شدند. این پژوهش از نظر هدف، کاربردی و از لحاظ ماهیت و روش، توصیفی – همبستگی است. برای گردآوری دادها از چهار پرسش‌نامه استاندارد استفاده گردید؛ بدین صورت که برای سنجش رهبری اخلاقی از پرسش‌نامه استاندارد کالشون و همکاران (2011)، برای سنجش معنویت سازمانی از پرسش‌نامه میلیمن و همکاران (2003)، برای آزمودن فرسودگی شغلی از پرسش‌نامه مسلچ (1981) و برای سنجش یادگیری سازمانی از پرسش‌نامه نیفه (2001) استفاده شد. روایی پرسش‌نامه‌ها بر اساس روایی محتوا و سازه مورد بررسی و تأیید قرار گرفتند. پایایی پرسش‌نامه‌ها با روش ضریب آلفای کرونباخ برآورد و تأیید شد. برای تجزیه‌وتحلیل آماری اطلاعات جمع‌آوری شده از مدل‌یابی معادلات ساختاری و نرم‌افزار PLS4 بهره گرفته شد. نتایج تحقیق نشان داد که رهبری اخلاقی و وجود معنویت در محیط کار اثر معکوس و معناداری بر فرسودگی شغلی کارکنان دارد و یادگیری سازمانی نیز تقویت کننده اثر این دو پدیده بر فرسودگی شغلی کارکنان بوده و این رابطه را میانجیگری می‌کند با توجه به تأیید تمامی فرضیه‌های تحقیق، پیشنهادهایی در خصوص نحوه انتخاب و آموزش مدیران مدارس، ایجاد محیط همدلانه، کاهش و رفع فرسودگی کارکنان و اعتلای اهداف سازمانی مدارس ارائه شده است
The present study aims to discover the relationship between ethical leadership and organizational spirituality on job burnout and to study the possible mediation of organizational learning in between. The statistical population of this study consisted of all the second stage of highschool teachers of the Iranian of Mashad who were selected as a sample using Cochran's formula. This research is applicative, in terms of purpose and descriptive-correlational in terms of nature and method. The data collection tools are questionnaires. The validity of the questionnaires was confirmed using face and structural validity and the reliability was ssconfirmed using Cronbach's alpha coefficient. Structural equation modeling and PLS4 software was used for statistical analysis of the collected data. The results contribute to new knowledge that both organizational spirituality and ethical leadership have a direct and reversal relationship with the organizational burnout and in the meantime organizational learning Plays a mediating role through reducing the effects of organizational burnout among the employees improving the anti-productive organizational behaviours, while receiving a direct and positive effect from both the ethical leadership and organizational spirituality. According to the confirmation of all the research hypotheses, suggestions have been made regarding how to choose and train the school managers and how to eliminate and reduce organizational burnout among the teachers.
_||_
بررسی رابطه رهبری اخلاقی و معنویت سازمانی با فرسودگی شغلی، نقش میانجی یادگیری سازمانی
چکیده
پژوهش حاضر باهدف بررسی رابطه بین رهبری اخلاقی و معنویت سازمانی با فرسودگی شغلی با نقش میانجی یادگیری سازمانی شکل‌گرفته است. جامعه آماری این پژوهش شامل کلیه معلمان مقطع متوسطه شهر مشهد است که با استفاده از فرمول کوکران 110 نفر به‌عنوان نمونه انتخاب شدند. این پژوهش از نظر هدف، کاربردی و از لحاظ ماهیت و روش، توصیفی – همبستگی است. برای گردآوری دادها از چهار پرسش‌نامه استاندارد استفاده گردید؛ بدین صورت که برای سنجش رهبری اخلاقی از پرسش‌نامه استاندارد کالشون و همکاران (2011)، برای سنجش معنویت سازمانی از پرسش‌نامه میلیمن و همکاران (2003)، برای آزمودن فرسودگی شغلی از پرسش‌نامه مسلچ (1981) و برای سنجش یادگیری سازمانی از پرسش‌نامه نیفه (2001) استفاده شد. روایی پرسش‌نامه‌ها بر اساس روایی محتوا و سازه مورد بررسی و تأیید قرار گرفتند. پایایی پرسش‌نامه‌ها با روش ضریب آلفای کرونباخ برآورد و تأیید شد. برای تجزیه‌وتحلیل آماری اطلاعات جمع‌آوری شده از مدل‌یابی معادلات ساختاری و نرم‌افزار PLS4 بهره گرفته شد. نتایج تحقیق نشان داد که رهبری اخلاقی و وجود معنویت در محیط کار اثر معکوس و معناداری بر فرسودگی شغلی کارکنان دارد و یادگیری سازمانی نیز تقویت‌کننده اثر این دو پدیده بر فرسودگی شغلی کارکنان بوده و این رابطه را میانجیگری می‌کند باتوجه‌به تأیید تمامی فرضیه‌های تحقیق، پیشنهادهایی در خصوص نحوه انتخاب و آموزش مدیران مدارس، ایجاد محیط همدلانه، کاهش و رفع فرسودگی کارکنان و اعتلای اهداف سازمانی مدارس ارائه شده است.
واژگان کلیدی: رهبری اخلاقی؛ معنویت سازمانی؛ فرسودگی شغلی؛ یادگیری سازمانی
مقدمه
متغیرهای متنوعی همچون جهانی‌شدن، بازارهای غیرقابل‌پیش‌بینی، کوچک‌سازی، بازسازی و بعضاً فقدان مهارت‌های بنیادین در شرایط اقتصادی ناپایداری که سازمان‌ها ناچار به فعالیت در آن هستند؛ سیاست گزاران و مدیران ارشد و متخصصان علوم مدیریت را به تکاپوی واکاوی کلیه فرایندها و برایندهای سازمان‌ها واداشته است. این وضعیت مشارکت کارکنان را به‌طورجدی تحت‌الشعاع خود قرار داده است و به یک نگرانی اساسی در دنیای تجارت تبدیل شده است. با نظر به اینکه سرمایه انسانی مهم‌ترین و باارزش‌ترین سرمایه هر سازمان محسوب میشود، لذا ضرورت مشارکت و رضایتمندی کارکنان را بیش‌ازپیش در امتداد توجه مدیران قرار می‌دهد و در این راستا، علم مدیریت شاهد تغییر پارادایم از مدیریت منابع انسانی سنتی به مدیریت منابع انسانی نوین است (رحیم نیا و همکاران، 1401) برآوردها و نظرسنجی‌ها نشان می‌دهد که بیش از 70 درصد از کارمندان به طور منفعل یا فعالانه درگیر این امر هستند (ویلسون1، 2014). دغدغه‌های مهم و متنوع صاحب‌نظران ساحت مدیریت و علوم رفتار سازمانی، منشور گسترده‌ای از رفتارهای فردی و جمعی انسان‌ها را به شمول مدیران و کارکنان سازمان‌ها در برمی‌گیرد و ابعاد مختلف روان و رفتار سرپرستان و کارکنان در سازمان‌های مختلف و پیشرو، به‌صورت روزافزونی توجه سیاست‌گذاران، مدیران ارشد و صاحبان صنعت را به خود جلب کرده است. بر این پایه، شرایط موجود در محیط کسب‌وکار بر درک کلی، انگیزه، تعهد و رفاه کارکنان تأثیر می‌گذارد (شانکار پاوار2، 2009).
رمز مشترک همه این نگرانی‌ها و توجهات، جلوگیری از کاهش بهره‌وری و حفظ و افزایش عملکرد بهینه در سازمان‌ها است به‌گونه‌ای که تخمین زده میشود عدم توجه به مشکلات و معضلات رفتاری از جمله فرسودگی شغلی، سالانه بیش از 300 میلیارد دلار به اقتصاد جهان لطمه وارد می‌سازد (بروس، 2019). نقش مهم سلامت روانی و رفتاری کارکنان در انجام وظایف محوله، اهمیت شناخت خصایص و نگرش‌های فردی کارکنان را برای تأمین آرامش و نشاط روحی آنان و جلوگیری از درهم‌تنیدگی روانی، اضطراب و سرانجام فرسودگی شغلی ناشی از تأثیر سوء عوامل تنش‌زا، نشان می‌دهد. فرسودگی شغلی کارکنان به‌عنوان یکی از موضوعات مهم در ادبیات مدیریت سازمانی شناخته شده است (گابریل و اگوینس، 2022؛ کورسو و همکاران، 2020). این اصطلاح براي توصیف تغییرات منفی در نگـرش، خلق و رفتار افرادي که در مواجهه با فشارهاي مربوط به کار قرار می‌گیرند، اسـتفاده میشود. دامنه حضور و تأثیر آن به حدی است که گروهی از صاحب‌نظران این مسئله را بیماري شایع قرن می‌نامند (پروین و حلیمی، 1395). در این راستا، متغیرهای متعددی در تغییر رفتار فرد در سازمان وجود دارد که در این مطالعه به نقش رهبری اخلاقی و معنویت در محیط کار و نقش میانجی یادگیری سازمانی به‌عنوان عوامل احتمالی سالم‌سازی فضای کار و سازمان در مقابله با پدیده فرسودگی شغلی پرداخته میشود. جایگاه والای اخلاق در رهبری سازمانی، امروزه بیش‌ازپیش بیانگر اهمیت و نقش اخلاق در تحلیل رفتار و عملکرد سازمان‌ها بوده و رهبری یک مجموعه منهای اخلاق و جامعیت رفتاری دربردارنده آسیب‌های جدی برای سازمان و جامعه است (احمد ایسرار3 و همکاران، 2017). ظهور مشکلات جدی و انحراف از اهداف سازمانی در حالت رقیق بودن جایگاه اخلاق و مدیریت اخلاق‌مدار، ضرورت فزاینده تحقیق مکفی در زمینه رفتارشناسی رهبری اخلاقی در سازمان‌ها را آشکار می‌کند. محققان دریافته‌اند که تئوری‌های مختلف رهبری منجر به کاربردهای عملی مرتبط مختلف می‌شوند. رهبری اخلاقی تمایل به بهبود روحیه و کاهش استرس در محیط کار دارد (ژی4، 2018). درمجموع رهبری به‌عنوان یک فرایند پیچیده، چندسطحی و اجتماعی است که غالباً در گروه‌ها و سازمان‌ها وجود دارد (گاردنر5 و همکاران، 2010). در این راستا، چندین مدل رهبری توسط محققان قبلی برای کاهش فرسودگی شغلی در زمینه‌های مختلف پیشنهاد شده است (لامپرینو، 2021؛ تسانگ، 2022). در میان سبک‌های مختلف رهبری، شواهد فعلی نشان می‌دهد که سبک رهبری اخلاقی می‌تواند خطر فرسودگی شغلی را در یک سازمان کاهش دهد (والینگز و همکاران، 2020). این فرایند به‌عنوان یکی از تأثیرات کلیدی بر عملکرد کسب‌وکار و فرهنگ‌سازمانی شناخته شده است (گارسیا مورالس6 و همکاران، 2012). رهبران سازمان با ایجاد یک ارتباط ماندگار، قوی و دوسویه با کارکنان خود، نیاز آنان به ارتباط نزدیک را برآورده می‌کنند و در نتیجه تعلق سازمانی در میان اعضای سازمان تقویت شده و همگان احساس می‌کنند که بایستی نقش‌های کاری و عملکرد خود را با سایرین منطبق کنند (تریپاتی و همکاران، 2020). معنویت سازمانی از پدیده‌ها و صفحات تازه گشوده در ساحت مدیریت سازمان‌ها بوده و باگذشت زمان نقش و جایگاهی سزاوار در مطالعات دانش مدیریت و اداره سازمان‌یافته است و توجه دانشمندان و مدیران ارشد را در حوزه رفتار سازمانی جلب کرده است. معنویت عبارت از تمایل به یافتن غایت زندگی و زیستن بر اساس آن هدف است و وابستگی و درهم‌تنیدگی عمیق و به‌شدت شهودی میان انسان و جهان پیرامون او را نشان می‌دهد که برآیند و امتداد آن، خودآگاهی و یکی‌شدن انسان با دیگران است و ازاین‌روی؛ ترکیبی از فلسفه زندگی ما و ارزش‌ها و اعمال ما است (مقیمی و همکاران، 1386). چنانچه مدیران سازمان‌ها به دنبال پیشرفت و بهبود در سازمان هستند، باید قادر باشند شرایط و مقتضیات سازمانی لازم را برای رشد و همدلی کارکنان خود در محیط کار فراهم آورند (تقی‌پور و همکاران، 1394) این امر از راه افزایش رفتار بهینه‌سازمانی ممکن میشود و از جمله، کارگران ماهرتر یا کارآمدتر در فضای غلبه معنویت، به تازه‌واردها کمک می‌کنند تا سریع‌تر بیاموزند و کار کنند، بنابراین مدیران را از آموزش وظایف رها می‌کند و به آنها اجازه می‌دهد زمان و انرژی خود را روی وظایف مهم‌تر متمرکز کنند و بهره‌وری را در حد ممکن افزایش دهند (بلواکار و وهرا، 2016). نتایج تحقیقات نشان داده است که یادگیری سازمانی بر فرسودگی شغلی موثر است (چویی و لی، 2018).
یادگیری سازمانی فرایند خلق، نگهداشت و تسهیم دانش در سازمان است و سازمان یادگیرنده سازمانی است که توانایی آموختن دارد. در واقع سازمان یادگیرنده می‌تواند نیازهای محیطی را تشخیص دهد و با شناخت پاسخ مناسب، خود را با آن سازگار سازد. آنچه مدیران را دراین امر یاری می کند، رهبری تعاملی سازمان است که علایق یادگیری فردی را تسهیل می‌کند، و با نظارت بر فرآیند یادگیری، عملکرد را بهبود می‌بخشد (ژی، 2018). درک صحیح تفاوت یادگیری سازمانی و سازمان یادگیرنده کمک می‌کند تا بتوان مبانی بنیادی و زمینه‌های ظهور سازمان یادگیرنده را شناسائی نمود. یادگیری سازمانی اثر مثبت و معناداری بر افزایش تعهد سازمانی دارد و این امر با استمرار آموزش موجب تغییر دررفتار زیردستان می شود(آهاکوا 7و همکاران،2021). فرسودگی شغلی یکی از مسائل روانشناختی مهم در محیط کار است که می‌تواند تأثیرات مخربی بر روی رفتار کارکنان، سلامت روانی، عملکرد و بهره‌وری سازمان داشته باشد. بررسی پیشینه تحقیقات نشان می‌دهد که فرسودگی شغلی در بین معلمان در ایران و سایر کشورها مورد بررسی و توجه قرار گرفته است. یک مطالعه در ایران نشان داد که احساس فرسودگی شغلی در بین معلمان بیشتر از میانگین جهان است و این مسأله می‌تواند به عنوان یکی از عوامل مهم خروج از حرفه معلمی در این کشور شناخته شود (غفاری و همکاران، 1400). مطالعه رحمانی و همکاران در سال 1399 نشان داد که حدود ۷۶ درصد معلمان احساس فرسودگی شغلی دارند و این مسأله می‌تواند به عنوان یکی از عوامل مهم تأثیرگذار بر کیفیت آموزش و پرورش در این سطح آموزشی در نظر گرفته شود. از سویی نتایج پژوهش گونزالس و همکاران (2017) و اسمیت و همکاران (2019) نشان داد که احساس فرسودگی شغلی در بین معملان رو به افزایش بوده و این بر کیفیت آموزش و پرورش تاثیرگذار خواهد بود. بر این پایه، هدف این مطالعه پاسخ به این سؤالات است که آیا بین رهبری اخلاقی و حاکمیت معنویت در محیط کار با فرسودگی شغلی رابطه‌ای وجود دارد؟ و آیا یادگیری سازمانی نقشی میانجی را در این رابطه برعهده دارد؟
مبانی نظری پژوهش
فرسودگی شغلی
فرسودگی شغلی عبارت است از یک سندرم روانی برآمده از خستگی، بدبینی و یا ناکارآمدی که در پاسخ به عوامل استرس‌زای مزمن در محیط کار ظاهر میشود (یانگ8 و همکاران، 2017). این واژه اولین‌بار توسط فرویدن برگر برای اشاره به حالتی از خستگی روحی و ذهنی در سال 1974 به کار گرفته شده است. ازآنجا که سازگاری با محیط کار موجب تعاملات سازنده و درنتیجه کاهش سطح تعارض و افزایش اطمینان است؛ اگر فرد نتواند به همبستگی و تناسب حرفه‌ای با سازمان خود برسد، فرسودگی شغلی ازجمله عوارض جانیفتادن وی در محیط کار خواهد بود و این امر می‌تواند تمایل به ترک کار را افزایش دهد (مردانی و همکاران، 1398). چرا که پایبندی و احساس تعلق سازمانی در ابعاد عاطفی و هنجاری رابطه معکوس و معنادار با فرسودگی شغلی دارد (روح الهی و همکاران،1394). نظریه‌پردازش اطلاعات اجتماعی نشان می‌دهد که نگرش‌ها و رفتارهای کاری کارکنان از راه چگونگی درک آنان از محیط کارشان شکل می‌گیرد. آنان سعی می‌کنند محیط کار خود را بامعنا بخشیدن به آن حس کرده و نحوه تعامل و تبادل اطلاعات با سایرین را درک کنند (وادی9 و همکاران،2020). فرسودگی شغلی خود را اغلب به‌صورت کاهش در انگیزه، کاهش در حجم و کیفیت عملکرد، نارضایتی از شغل و یا ترک شغل نشان می‌دهد این فرسودگی به‌صورت آرام و طولانی‌مدت اتفاق می‌افتد و ممکن است خود را به‌صورت علائم فیزیکی و یا روانی نیز نشان دهد (ماهلابا10، 2015). این پدیده می‌تواند موجب استرس، افسردگی، کاهش خودباوری و نهایتاً کاهش عملکرد در کارکنان شود (سالمینن11 و همکاران، 2017). ازاین‌روی وجود محیط کاری معناگرا و رضایت‌بخش در سازمان، می‌تواند فرسودگی شغلی و تمایل به ترک کار در میان کارکنان را کاهش دهد (شیریکو12 و همکاران، 2020).
رهبری اخلاقی
در بسیاری از نظریه‌های رهبری سازمانی، رهبری اخلاقی به‌عنوان یک عامل کلیدی به شمار می‌رود و تحقیقات به‌گونه‌ای فزاینده نشانگر این است که میزان ادراک مدیران از رهبری اخلاقی و گسترش آن در سازمان با بهره‌وری بهینه و برونداد نهایی سازمان رابطه مستقیمی دارد و عدالت تعاملی مدیران منجر به رفتار اخلاقی کارکنان میشود. بدیهی است که مردم هنجارها و رفتارهای مناسب را باتوجه‌به رفتارهای دیگران که معتبر و جذاب هستند، یاد می‌گیرند (عدنان13 و همکاران، 2020). محققان مختلف اظهار کرده‌اند که رفتارهای اخلاقی رهبران می‌تواند به طور مستقیم بر تلاش‌ها برای پرورش رفتارهای مثبت و ارزش‌محور تأثیر بگذارد. رهبری نقش اساسی در شناخت قابلیت‌های یادگیری و ایجاد انگیزه در کارکنان برای تحقق این امر و نیز اجرای راهبردهای یادگیری در سازمان دارد. (آیدین14 و همکاران، 2015). رهبران اخلاقی، منصف و صادق بوده و دارای شخصیتی اصول‌گرا و باثبات هستند که از اشکال مختلف پاداش، تنبیه و سایر روش‌های ارتباطی برای تأثیرگذاری بر رفتار اخلاقی زیردستان استفاده می‌کنند. (بدی15 و همکاران،2015). به‌کارگیری سبك رهبري اخلاقي و بهادادن به ارزش‌ها و معيارهاي اخلاقي در اجراي قـوانين و رویه‌های سـازماني توسـط مديران می‌تواند بر ادراك كاركنان از عدالت سازماني تأثیر گذاشته و باعث مشاركت بيشتر كاركنان در فرایندهای تصمیم‌گیری سازماني شود (مهاجران و دیوبند، 1396). همچنین با وجود رهبری اخلاقی، مشارکت کارکنان در ارائه پیشنهادها، راه‌حل‌ها و مشارکت تصمیم‌گیری در مورد کار باتوجه‌به افزایش اعتماد کارکنان به مدیریت به طور قابل‌توجهی افزایش می‌یابد (السوایر16، 2021). همچنین توجیه و آگاهی‌بخشی به مدیران در باره اهمیت رهبری اخلاقی و ترویج معنویت می‌تواند مزیت رقابتی مستمری را برای سازمان فراهم آورد (ابده17 و همکاران، 2019)؛ لذا رهبری اخلاقی مناسب‌ترین عامل تقویت فرایند توسعه هستند و موجب تقویت حس تعامل اجتماعی و مسئولیت‌پذیری در کارکنان میشود. مدیران می‌توانند ویژگی‌های جسمی، عاطفی، فکری و معنوی خود را به محیط کار تسری دهند تا کارکنان بتوانند به معنی و هدف کار خود و پتانسیل کامل خود به‌عنوان یک شخص پی برده و آن را در سازمان آشکار سازند (هالدورای18 و همکاران،2020). ازآنجاکه سازمان‌ها نمی‌توانند بدون عدالت به حیات خود ادامه دهند، رعایت عدالت در سازمان، بخشی از اجزای رهبری و مسئولیت‌های اخلاقی مدیران است (روح الهی و همکاران،1394)، بنابراین، نیاز به رویکردی متفاوت در عملکرد رهبری و کارکنان به طور فزاینده‌ای رخ نموده است و تحقیقات اخیر در مورد رهبری، تمرکز را از مدل تحول‌آفرین به رهبری مشترک، رابطه‌ای، مردم‌محور و اخلاقی تغییر داده است (ون دیرندونک19، 2011).
معنویت سازمانی
معنویت عبارت است از نوعی بیداری درونی برخاسته از حس وجود ارتباط میان فرد و دنیای پیرامون او و معنویت در کار، به‌صورت نیک‌خواهی و نیکورفتاری ظاهر میشود (رحمان20 و همکاران، 2018). همچنین معنویت از نظر گروهی از سیاست‌گذاران و مدیران سازمان‌ها، نوعی اتصال دینی است و بر پیوند انسان، شعائر دینی و خدا اشاره می‌کند درحالی‌که از دیدگاه برخی دیگر رابطه‌ای با انجام شعائر مذهبی و یا الهیات ندارد. این گروه معتقدند که معنویت دربرگیرنده واژه‌هایی از قبیل اعتماد، عشق، خدمت، خرد، لذت‌بردن، صلح، وحدت و انسجام است (هوارد21، 2002) در دیگر سو و به‌ویژه در دهه‌های اخیر برخی اذعان می‌کنند که معنویت درگذشته بخشی از دین بوده است؛ اما اینک یکی از راه‌های رسیدن به معنویت، دین انگاشته میشود و البته این نگاه در زمره جهان‌بینی لائیسیته به شمار می‌رود و درنهایت، معنویت را می‌توان در چهار نوع ارتباط خلاصه کرد؛ ارتباط با خود، ارتباط با دیگران، ارتباط با یک قدرت برتر و سرانجام ارتباط با طبیعت و دیگران (مقیمی و دیگران، 1386). توجه فوق‌العاده به این پدیده از دهه نود میلادی، نشان از اهمیت معنویت در محیط کار دارد (بلواکر و وهرا، 2016). از نگاه (رابینز22،2003)، سازمان‌هایی معنوی شمرده می‌شوند که واجد خصوصیات زیر باشند: داشتن درک عمیق از هدف، داشتن صداقت و خود گشودگی، توانمندسازی کارکنان و نیز رواداری و مدارا (مردانی و همکاران، 1398). در مطالعه خود تأثیر معنویت بر تعدیل روحیه کارکنان را در هنگام ضعف یا عدم تناسب حرفه‌ای با سازمان را رد می‌کنند. معنویت در محیط کار به کارکنان برای یافتن یک هدف نهایی در زندگی به‌منظور توسعه ارتباطات قوی با همکاران و دیگر افراد مرتبط با کار و ایجاد تعادل بین اعتقادات درونی و ارزش‌های سازمان کمک می‌کند (ماهلابا، 2015). مدیران می‌توانند با آشکارکردن ویژگی‌های فکری، احساسی و معنوی خود، عملاً رفتارهای فردی در محیط را تعالی بخشیده و معنویت را در سازمان پرورش دهند و این امر به تعادل جنبه‌های مختلف زندگی کارکنان ازجمله تعاملات با دیگران کمک می‌کند. درواقع ترویج معنویت، ظرفیتی سازنده در سازمان است که ابعاد آن به‌تدریج در حال آشکارشدن است (هالدورای و همکاران،2020). مقوله معنویت فراتر از دین‌داری و تقید به یکی از ادیان است و عمدتاً شامل همه اشکال مراقبت و آگاهی ذهنی نیز میشود؛ لذا پدیده معنویت در سازمان در تقابل با اضطراب شغلی بوده و درنتیجه از فرسودگی شغلی در میان کارکنان جلوگیری می‌کند (شیریکو و همکاران، 2020). معنویت در محیط کار از سه منظر فردی، سازمانی و تعاملی قابل‌درک است. در سطح فردی، معنویت را می‌توان این‌گونه دید که چگونه فرد مجموعه‌ای از ایده‌ها و ارزش‌های معنوی خود را به محل کار می‌آورد. در سطح سازمانی، آن را می‌توان به‌عنوان درک فردی از ارزش‌های معنوی در سازمان در نظر گرفت و دیدگاه معنویت تعاملی ناظر بر همگرایی و تعامل ارزش‌های فردی و ارزش‌های ارائه شده در سازمان است (عدنان و همکاران، 2020).
یادگیری سازمانی
یادگیری سازمانی عبارت است از تمامی روش‌ها، سازوکارها و فرایندهایی که در درون سازمان به‌منظور تحقق یادگیری به کار گرفته می‌شوند. یادگیری هنگامی رخ می‌دهد که اعضای سازمان به‌عنوان عوامل یادگیری عمل کرده و در مقابل تغییرات محیط داخلی و خارجی سازمان از طریق تشخیص و اصلاح خطاها و ثبت نتایج حاصل از این فرایند، تحت تصورات شخصی و الگوهای سازمانی واکنش نشان می‌دهند. در یک محیط کسب‌وکار پویا، سمت‌وسوی یادگیری کارکنان یک سازمان برای به‌دست‌آوردن مزیت رقابتی و نیل به اهداف پیش‌بینی‌شده و پایدار مهم است (گوسوامی23 و آگراوال، 2018). در راستای ایجاد یک سازمان باز و یادگیرنده، فضای معنوی نیز به کارگران کمک می‌کند تا اشتغال کامل به وظیفه خود داشته و دارای ارزش‌ها و احساس مشترک با مدیران در رسیدن به چشم‌انداز هدف‌گذاری شده باشند (بلواکار و وهرا، 2016). نتایج مطالعات نشان می‌دهد که جو معنوی ارتباط مثبتی با یادگیری در تیم دارد و یادگیری تیمی رابطه بین جو معنوی و رفتارهای نوآورانه در سطح تیم را واسطه‌گری می‌کند (پاندی24 و همکاران، 2019). در این میان، ادبیات مربوط به رابطه بین رهبری و یادگیری سازمانی؛ به‌عنوان‌مثال فرهنگ یادگیری سازمانی و سازمان یادگیرنده ، شامل فهرست گسترده‌ای از سبک‌های رهبری نیست. اکثر محققان بااحتیاط یک یا دو نوع رهبری را به‌عنوان متغیر انتخاب کرده و همبستگی آنها را با پدیده یادگیری در سازمان مطالعه کرده‌اند (ژی، 2018). يادگيري عنصر اصلي در مزيت رقابتي و عاملی برای ایجاد تغيير است (ژی، 2020). این پدیده زمانی اتفاق می‌افتد که کارکنان سازمان یاد می‌گیرند که با یکدیگر تعامل داشته و با کسب علم و آگاهی، به‌صورت گروهی عمل کرده و قابلیت عملکرد را افزایش دهند (گوسوامی و آگراوال، 2018).
فرایند یادگیری سازوکاری است که با آن سازمان، دانش مشترک افراد را به ساختارها، سامانه‌ها و راهبردهایی تبدیل می‌کنند که منجر به کسب مزیت رقابتی و بهبود عملکرد سازمان میشود (محمود شاهید25 و همکاران، 2015). یادگیری سازمانی یک محرک کلیدی برای برای هدایت ایده‌ها و نوآوری‌های جدید در محصولات، سیستم‌ها، سیاست‌ها و فرایندهای اتخاذ شده توسط یک تیم یا سازمان حیاتی است (پاندی و همکاران، 2019).
پیشینه پژوهش
قابل‌ذکر است که تحقیق مشابهی با هر چهار متغیر این پژوهش در داخل و خارج از کشور انجام نگرفته و مطالعه‌ای ناپیموده و بررسی ای سر ناگشوده است، لذا در بخش پیشینه تحقیق، صرفاً به برخی از پژوهش‌های همسو که بر روی دو و یا سه متغیر از میان چهار متغیر موردمطالعه در تحقیق حاضر انجام‌گرفته است، پرداخته میشود. نصیری ولیک بنی و همکاران (1392) در جستجوی عوامل مؤثر بر فرسودگی شغلی، نشان دادند كه رهبري اخلاقي و معنويت در كار رابطة منفي و معنی‌داری با فرسودگي شغلي دارند. همچنین رهبری اخلاقی تأثیر مثبت و مستقیمی بر گسترش معنویت در محیط کار دارد و ازاین‌روی لزوم توجه به‌ضرورت اهمیت به ارزش‌های اخلاقی از سوی مدیران در سازمان موردتوجه و تأکید این مطالعه است. خاکپور (1398) در بررسی خود نتیجه می‌گیرد که عدم رهبری اخلاقی اثر مستقیم و مثبتی بر بروز فرسودگی عاطفی و به‌تبع آن گوشه‌گیری و عدم مشارکت سازمانی در میان کارکنان دارد و با بی‌تفاوتی، روح همکاری و تعاون را در محیط کار تضعیف کرده و رشد و پیشرفت سازمان را به تأخیر انداخته و یا مانع آن میشود. بدی و همکاران (2015) نشان دادند که رهبری اخلاقی مدیران بر رفتار اخلاقی زیردستان و به‌تبع آن عملکرد سازمانی آنان تأثیر مثبت و معناداری دارد و هنگامی که کارکنان عدالت، حمایت و اعتمادسازمان را نسبت به خود احساس کنند، با وظیفه‌شناسی به دنبال واکنش مناسب نسبت به مدیران می‌روند. محمود شاهید و همکاران (2015) در پژوهش خود با عنوان نقش یادگیری سازمانی در درک رابطه میان مدیریت کیفی و عملکرد سازمانی، با اشاره بر یافته‌های آماری، بر میانجیگری پدیده یادگیری سازمانی بین مدیریت کیفیت جامع و بهبود عملکرد سازمانی تأکید کردند و با اذعان به اینکه ممکن است موفقیت مدیریت کیفی به چندین عامل بستگی داشته باشد، بااین‌حال می‌توان آنان را در مفهوم سازمان یادگیرنده تجمیع کرد و این اهمیت نقش یادگیری را برجسته می‌کند و منبعی برای بهبود مستمر است. سالاس والینا و آلگر26 (2018) در مطالعه خود تحت عنوان "رهبران غیرخودخواه و متواضع، درک نقش رهبری نوع‌دوستانه و یادگیری سازمانی بر شادی در کار"، با واکاوی نقش رهبری در یادگیری سازمانی نشان دادند که اگرچه سبک‌های رهبری خاص ممکن است به رفاه کارکنان کمک کند، درعین‌حال به نظر می‌رسد ویژگی مشترک نوع‌دوستی با استفاده از قابلیت یادگیری سازمانی بر نشاط کارکنان تأثیر قابل‌توجهی می‌گذارد. ابده و همکاران (2019) در تحقیق خود پیرامون تأثیر معنویت در محل کار بر رهبری اخلاقی و تقویت انگیزه مشارکت گروهی صحه می‌گذارد و نتیجه آن را ایجاد و حفظ روحیه رقابتی و بهبود عملکرد شغلی در میان کارکنان اعلام می‌کند. همچنین قضاوت اخلاقی و رضایتمدارانه از سوی زیردستان را از نتایج وجود جو معنویت‌گرا و متوجه استحکام رابطه کارکنان با اهداف سازمان می‌داند. پاندی و همکاران (2019)، نشان دادند که وجود فضای معنوی در محیط کار ارتباط مثبتی و معناداری با یادگیری در کارکنان دارد و یادگیری تیمی رابطه بین فضای کاری معنوی و خلاقیت سازمانی را میانجیگری می‌کند و معنویت در سازمان، موجب تمرکز بر معنای کار تیمی و افزایش اعتماد و احترام میان کارکنان شده و به یادگیری، هم‌افزایی و نوآوری می‌انجامد. چرا که معناداری یک موضوع تکرارشونده در فرایند تحقیق و تأمل و یادگیری است. نتایج تحقیقات رایسودین و سینگ27 (2019) نیز نشان می‌دهد که اثربخشی رهبری و بهزیستی روانشناختی ارتباط مثبت معناداری با معنویت در محیط کار دارند و این به نوبه خود بر انحرافات رفتاری نظیر ترک شغل و درگیری شغلی تأثیر می‌گذارد. معنویت محل کار می تواند هرگونه ارتباط منفی اثربخشی رهبری و رفاه روانی با نتایج کار را محدود کند. این تحقیق با جلب‌توجه به جنبه‌های مثبت تعامل بین معنویت، تحول رهبری و رفاه در کار، اشاره و تأکید دارد. آنان نتیجه می‌گیرند که ایجاد ارزش‌های اصلی که معنویت را تثبیت می‌کند، منجر به ارتباط بیشتر و سالم‌تر کارکنان و در پی آن، بهبود عملکرد سازمان میشود. السوایر و همکاران (2021) نیز در پژوهش خود، وجود رهبری اخلاقی در سازمان را عامل مشارکت فعال افراد در طرح نظرات، پیشنهادها و راه‌حل‌های خود می‌داند و آن را حاصل ایجاد اعتماد فزاینده میان مدیران و کارکنان اعلامی می‌کند که به نوبه خود وظیفه مداری را تقویت و اعتلای سازمانی را نشانه می‌رود. در همین راستا، آهاکوا و همکاران(2021) نیز در بررسی خود نشان دادند که یادگیری سازمانی بیش‌ترین تأثیر را بر افزایش و استحکام تعهد سازمانی در میان کارکنان دارد و بر این مبنا مؤسسات، کارفرمایان و سیاست گذاران را به توجه به یادگیری سازمانی کارکنان از طریق توزیع دانش و رفتار گروهی رهنمون می شود. لی ژی (2020) در مطالعه خود بر تأثیر رهبری بر یک مفهوم مهم سازمانی - سازمان یادگیرنده - تمرکز می‌کند، نتایج نشان می دهد که رهبری خدمتگزار با سازمان یادگیرنده رابطه معناداری ندارد. درحالی‌که رهبری تحول‌آفرین یک پیش‌بینی‌کننده قوی است. گوسوامی و آگراوال ( 2018)، رهبری اخلاقی را شامل نشان‌دادن رفتار مناسب هنجاری از طریق اقدامات شخصی و روابط بین‌فردی و ترویج چنین رفتاری به پیروان از طریق ارتباط دوطرفه، تقویت و تصمیم‌گیری دانسته است که یادگیری سازمانی و به‌کاربستن مشتاقانه دانش و تجربیات از سوی کارکنان؛ نتیجه منطقی آن و بهبود محسوس عملکرد سازمانی است، آنان در پژوهش خود، بهبود عملکرد را نیازمند محیطی می دانندکه واجد شفافیت، صداقت و صراحت باشد و این امر در پرتو رهبری اخلاقی امکان می‌یابد. وانگ و همکاران (2017) در مطالعه اثر رهبری مشارکت‌جو، مشخص می‌کنند که این امر در ابتدا با تأثیر مثبت و متناسب بر رفتارهای منجر به یادگیری گروهی رخ می‌دهد و باگذشت زمان همدلی و تعاون بین مدیر و زیردستان کاهش می‌یابد؛ اما با تغییر پروژه یا وظیفه، یادگیری گروهی دوباره افزایش می‌یابد، چرا که اشتیاق بیشتری به فرایندهای مشارکتی به وجود می‌آید؛ لذا، این مطالعه دیدگاهی پویا از رهبری و سازمان ارائه می‌دهد که در آن، یادگیری اولیه شانس حفظ یک شبکه رهبری پایدار را افزایش می‌دهد و باعث یادگیری بعدی میشود.
مدل مفهومی پژوهش
فرضیه‌های پژوهش
1. یادگیری سازمانی رابطه بین رهبری اخلاقی و فرسودگی شغلی را میانجیگری می‌کند.
2. یادگیری سازمانی رابطه بین معنویت سازمانی و فرسودگی شغلی را میانجیگری می‌کند.
3. رهبری اخلاقی رابطه معناداری با یادگیری سازمانی دارد
4. رهبری اخلاقی رابطه معناداری با فرسودگی شغلی دارد.
5. معنویت سازمانی رابطه معناداری با یادگیری سازمانی دارد.
6. معنویت سازمانی رابطه معناداری با فرسودگی شغلی دارد.
7. یادگیری سازمانی رابطه معناداری با فرسودگی شغلی دارد.
روش تحقیق
پژوهش حاضر از نظر هدف کاربردی و از منظر روش و ماهیت اجرا توصیفی - همبستگی و از لحاظ شیوه گردآوری دادهها، تحقیقی میدانی است. جامعه آماری کلیه معلمان مقطع متوسطه شهر مشهد بودند که با بهره‌گیری از فرمول کوکران تعداد 110 نفر به‌عنوان نمونه انتخاب و پرسش‌نامه در میان آنان توزیع شد. از نرم افزار PLS4 نیز برای بررسی های آماری بهره گرفته شد. چهار پرسش‌نامه استاندارد برای تحصیل و تجمیع دادهها مورداستفاده قرار گرفت. برای سنجش رهبری اخلاقی از پرسش‌نامه استاندارد کالشون و همکاران (2011) استفاده شد. همچنین برای اندازه‌گیری معنویت از پرسش‌نامه میلیمن و همکاران (2003)، برای آزمودن فرسودگی شغلی از پرسش‌نامه مسلچ (1981) و سنجش یادگیری سازمانی از پرسش‌نامه نیفه (2001) بهره گرفته شد. روایی پرسش‌نامه‌ها بر اساس روایی محتوا و سازه مورد بررسی و تأیید قرار گرفتند و مطابق با جدول (1)، میانگین پایایی پرسش‌نامه‌ها با روش ضریب آلفای کرونباخ در دامنه 8/0 و 97/0 برآورد و تأیید شد.
متغیرها | آلفای کرونباخ | متوسط واریانس استخراج شده (AVE) | پایایی مرکب (CR) |
رهبری اخلاقی | 89/0 | 9/0 | 95/0 |
فرسودگی شغلی | 97/0 | 95/0 | 98/0 |
معنویت سازمانی | 8/0 | 71/0 | 88/0 |
یادگیری سازمانی | 9/0 | 73/0 | 93/0 |
باتوجه‌به جدول 1 چون مقادیر CR از AVE بیشتر است و همچنین مقادیر AVE از 5/0 بیشتر است، بنابراین شرط روایی همگرایی برای تمامی سازه‌ها برقرار است (فورنل و لارکر28، 1981).
یافته‌های پژوهش
نتایج ناشی از آمار توصیفی دادهها جهت وضعیت جمعیت‌شناختی نمونه‌ها بدین شرح است: از 110 پرسش‌نامه استفاده شده برای تحلیل داده‌های مربوط به معلمان دوره دوم مقطع متوسطه، 13 نفر (معادل 8/11 %) بین 20 تا 25 سال، 10 نفر (معادل 1/9 %) بین 26 تا 30 سال، 25 نفر (معادل 7/22%) بین 31 تا 35 سال، 20 نفر (معادل 2/18%) بین 36 تا 40 سال و 42 نفر (معادل 2/38%) بالاتر از 41 سال سن داشتند. همچنین 15 نفر (معادل 6/13%) دارای مدرک کاردانی و پایین‌تر، 42 نفر (معادل 2/38%) دارای مدرک کارشناسی و 53 نفر (معادل 2/48%) دارای مدرک کارشناسی ارشد بوده‌اند. در بین این افراد 17 نفر (معادل 5/15 %) دارای سابقه فعالیت کمتر از 5 سال، 38 نفر (معادل 5/34 %) بین 6 تا 10 سال، 12 نفر (معادل 9/10 %) بین 11 تا 15 سال، 13 نفر (معادل 8/11 %) بین 16 تا 20 سال و 30 نفر (معادل 3/27 %) بیشتر از 21 سال سابقه فعالیت داشتند.
آمار استنباطي
بررسي نرمال بودن دادهها
چون روش تجزیه‌وتحلیل دادهها در این مطالعه استفاده از معادلات ساختاری بر پایه حداقل مربعات جزئی است، نیازی به فرض نرمال بودن متغیرها نیست. زیرا در نرم‌افزار پی ال اس برخلاف نرم‌افزارهای آماری دیگر، فرض میشود که توزیع دادهها ناشناخته هستند و برخلاف سایر نرم‌افزارها که نرمال بودن فرض ابتدایی و اساسی دادهها است، در اینجا نیازی به فرض نرمال بودن دادهها نیست.
بررسي مدل تحقيق
در هر مطالعه‌ای پژوهشگر با گردآوري دادهها و اطلاعات به روش صحيح و علمي و نيز تجزیه‌وتحلیل آنها تلاش مينمايد پاسخ سؤال‌های پژوهش را يافته و فرضیه‌های برآمده از مباني نظري را مورد ارزيابي قرار دهد. بنابراين پژوهشگر با استناد بر نتايج تحليل آماري در مورد فرضیه‌ها اظهارنظر کرده و باتوجه‌به نتايج به‌دست‌آمده آنها را تأیید يا رد ميکند. با تحليل دادهها، مدل معادلات ساختاري زير حاصل شده است.
شکل 1. مدل مفهومی برازش شده در حالت تخمين استاندارد
شکل 2. مدل مفهومی برازش شده در حالت معناداری پارامترها
تحليل مدل ساختاری
مدل ساختاري داراي چندين شاخص و معيار است كه بايد ارزيابي و تأیید شود تا به نتايج حاصل از مدل و داده‌هاي گردآوری‌شده با اطمينان بالا استناد نمود. اين معيارها شامل بررسي ضرایب مسیر (بتا) و معناداری آن (مقادیر T-Value)، بررسي شاخص ضریب تعیین (
) متغیرهای مکنون درونزا و بررسي شاخص هم خطي (VIF) است. در شکل 1 نمودار مسیر به همراه ضرایب استاندارد و در شکل 2 نمودار مسیر به همراه ضرایب T ارائه‌شده است.
معيار اول: ضرایب مسیر (بتا) و معناداری آن بین متغیرهای مکنون (پنهان) است.
اولین شاخص بررسي مدل ساختاري، ضرايب معناداري T چنانچه مقدار به‌دست‌آمده بیشتر از 96/1 شده باشد، آن رابطه یا سؤال تأیید میشود.
جدول 2. نتایج مربوط به معناداري روابط بين متغيرها | |||||
|---|---|---|---|---|---|
روابط بين متغيرها | ضریب مسیر | T-Value | سطح معناداري | نتيجه | |
رهبری اخلاقی← فرسودگی شغلی | 281/0- | 386/2 | 017/0 | معنادار | |
رهبری اخلاقی ← یادگیری سازمانی | 582/0 | 237/8 | 00/0 | معنادار | |
معنویت سازمانی ← فرسودگی شغلی | 260/0- | 011/2 | 044/0 | معنادار | |
معنویت سازمانی ← یادگیری سازمانی | 428/0 | 109/5 | 00/0 | معنادار | |
یادگیری سازمانی ← فرسودگی شغلی | 415/0- | 339/2 | 019/0 | معنادار | |
همان‌طور که در جدول 2 ملاحظه میشود، مقادير t محاسبه‌شده برای تمامی مسیرهای موجود در مدل بزرگ‌تر از 96/1 بوده و در سطح 95 درصد معنادار هستند. باتوجه‌به اطلاعات ارائه شده در جدول شماره 2 به‌عنوان‌مثال، مشخص شد که رهبری اخلاقی تأثیر حدود 28 درصدی به‌صورت منفی بر فرسودگی شغلی معلمان دارد. بدین معنا که هر چه رهبری اخلاقی در بین معلمان افزایش یابد، فرسودگی شغلی کاهش می‌یابد و افزون بر این، این تأثیرگذاری با عدد معناداری 386/2 در سطح اطمینان 95 درصد معنادار است
معیار دوم: شاخص ضریب تعیین (متغیرهای مکنون درونزا)
دومين شاخص بررسي مدل ساختاري، ضريب تعيين مربوط به متغيرهاي مكنون درونزا (وابسته) در مدل است و نشاندهنده تأثیر يك متغير برونزا بر يك متغير درونزا است. هر چه ضريب تعيين مربوط به سازههاي درونزاي يك مدل بيشتر باشد، نشان از برازش بهتر مدل است.
متغيرهاي وابسته |
|
یادگیری سازمانی | 85/0 |
فرسودگی شغلی | 79/0 |
مقادير براي متغيرهای مكنون درونزا (وابسته) یادگیری سازمانی (85/0) و فرسودگی شغلی (79/0) در حد بالایی قرار دارد.
سومین معیار برای بررسی مدل ساختاری، بررسی هم خطی‌بودن (VIF) متغیرها است که به این منظور از شاخص تحمل و عامل تورم واریانس استفاده میشود. سطح تحمل کمتر از 2/0 (VIF بالاتر از 5)، نشاندهنده هم خطی بین متغیرها است. وجود هم خطی بين متغيرها مدل را زير سؤال برده به‌طوری‌که نمي‌شود به نتايج آن استناد نمود. درصورتی‌که مقدار VIF كمتر از 5 گزارش شود، به معنی عدم هم خطی است و از این نظر مشکلی وجود ندارد.
VIF متغیر مستقل | فرسودگی شغلی | یادگیری سازمانی | نتيجه |
رهبری اخلاقی | 01/1 | 76/1 | كمتر از 5 و مناسب |
معنویت سازمانی | 97/2 | 76/1 | كمتر از 5 و مناسب |
یادگیری سازمانی | 64/1 |
| كمتر از 5 و مناسب |
مطابق جدول فوق مقدار VIF كمتر از 5 محاسبه‌شده و شرط عدم هم خطی‌بودن رعایت شده است و نشاندهنده این است که هيچ مشكل هم خطي بين دادهها مشاهده نشده است. بنابراين باتوجه‌به معيارهاي مربوط به مدل ساختاري و نتايج به‌دست‌آمده، مي‌توان این‌گونه استنباط نمود مدل‌های ساختاری مورد تأیید قرار گرفته و مي‌توان به سراغ برازش مدل عمومي رفت و درنهایت فرضيات تحقيق را آزمون نمود.
فرضیه اول: یادگیری سازمانی رابطه بین رهبری اخلاقی و فرسودگی شغلی را میانجیگری می‌کند.
مدل مفهومی پژوهش در شکل 1 نشاندهنده نقش میانجی یادگیری سازمانی در ارتباط بین رهبری اخلاقی و فرسودگی شغلی است. میزان ضرایب مستقیم و غیرمستقیم مدل مفهومی پژوهش و مقادیر معناداری (T-Value) مرتبط با آن در جدول 5 قابل‌مشاهده است.
جدول 5. ضرایب مسیر مستقيم و غیرمستقیم بر اساس خروجي PLS مربوط به فرضیه اول | |||||
|---|---|---|---|---|---|
مسيرها | اثر مستقیم | اثر غيرمستقيم (میانجی) | P-Value | T-Value | اثر كل |
رهبری اخلاقی ← یادگیری سازمانی ← فرسودگی شغلی (نقش میانجی) | --- | 242/0- | 026/0 | 227/2 | 523/0- (سطح معناداری 000/0) |
رهبری اخلاقی ← فرسودگی شغلی | 281/0- | --- | 00/0 | 386/2 | 575/0- (سطح معناداری 000/0) |
نتایج به‌دست‌آمده از مدل مفهومی پژوهش در جدول 5 نشاندهنده آن است که اثر غیرمستقیم رهبری اخلاقی بر فرسودگی شغلی با نقش میانجی یادگیری سازمانی برابر با 242/0- می‌باشد. باتوجه‌به اینکه مقدار T-Value (227/2) در سطح خطای 05/0 معنادار است؛ بنابراین می‌توان گفت متغیر یادگیری سازمانی نقش میانجی را در ارتباط بین رهبری اخلاقی و فرسودگی شغلی دارد. ضریب مسیر بین رهبری اخلاقی و فرسودگی شغلی در حضور متغیر میانجی یادگیری سازمانی، 271/0- و معنادار است، این مطلب و معناداری اثر کل، نشاندهنده میانجیگری جزئی یادگیری سازمانی می‌باشد. بدین ترتیب فرضیه اول تحقیق تأیید می گردد.
فرضیه دوم: یادگیری سازمانی رابطه بین معنویت سازمانی و فرسودگی شغلی را میانجیگری می‌کند.
مدل مفهومی پژوهش در شکل 1 همچنین نشاندهنده نقش میانجی یادگیری سازمانی در ارتباط بین معنویت سازمانی و فرسودگی شغلی است. میزان ضرایب مستقیم و غیرمستقیم مدل مفهومی پژوهش و مقادیر معناداری (T-Value) مرتبط با آن در جدول 5 قابل‌مشاهده است.
جدول 6. ضرایب مسیر مستقيم و غیرمستقیم بر اساس خروجي PLS مربوط به فرضیه دوم | |||||
|---|---|---|---|---|---|
مسيرها | اثر مستقیم | اثر غيرمستقيم (میانجی) | P-Value | T-Value | اثر كل |
معنویت سازمانی ← یادگیری سازمانی ← فرسودگی شغلی (نقش میانجی) | --- | 177/0- | 038/0 | 08/2 | 438/0- (سطح معناداری 000/0) |
معنویت سازمانی ← فرسودگی شغلی | 26/0- | --- | 044/0 | 011/2 | 438/0- (سطح معناداری 000/0) |
نتایج به‌دست‌آمده از مدل مفهومی پژوهش در جدول 6 نشاندهنده آن است که اثر غیرمستقیم معنویت سازمانی بر فرسودگی شغلی با نقش میانجی یادگیری سازمانی برابر با 177/0- است. باتوجه‌به اینکه مقدار T-Value (08/2) در سطح خطای 05/0 معنادار می‌باشد؛ بنابراین می‌توان گفت متغیر یادگیری سازمانی نقش میانجی را در ارتباط بین معنویت سازمانی و فرسودگی شغلی دارد. ضریب مسیر بین معنویت سازمانی و فرسودگی شغلی در حضور متغیر میانجی یادگیری سازمانی، 26/0- و معنادار می‌باشد، این مطلب و معناداری اثر کل، نشاندهنده میانجیگری جزئی یادگیری سازمانی می‌باشد. بدین ترتیب فرضیه دوم تحقیق تأیید می‌گردد.
فرضیه سوم: رهبری اخلاقی رابطه‌ای مستقیم و معناداری با یادگیری سازمانی دارد.
در بررسی این فرضیه از شکل 1 و 2 و جدول 2 استفاده میشود. همان‌طور که مشاهده میشود ضریب مسیر بین رهبری اخلاقی و یادگیری سازمانی 582/0 و مقدار آماره t ( شکل 2) برابر 237/8 است. این ضریب مسیر در سطح 05/0 معنادار است. (براي معنادار بودن يک ضريب، عدد معنی‌داری آن بايد خارج از بازه (96/1، 96/1-) باشد که در اين صورت از سطح معنی‌داری 05/0 کوچک‌تر است)؛ بنابراین بین رهبری اخلاقی و یادگیری سازمانی رابطه مثبت و مستقیمی برقرار می‌باشد. بدین معنا که با افزایش سطح رهبری اخلاقی، یادگیری سازمانی در بین معلمان افزایش می‌یابد و ازاین‌روی، فرضیه سوم نیز تأیید می‌گردد.
فرضیه چهارم: رهبری اخلاقی رابطه معکوس و معنادار با فرسودگی شغلی دارد.
همان‌طور که در شکل 1 و 2 و جدول 2 مشاهده میشود ضریب مسیر بین رهبری اخلاقی و فرسودگی شغلی 281/0- و مقدار آماره t (شکل 2) برابر 386/2 است. این ضریب مسیر در سطح 05/0 معنادار می‌باشد؛ بنابراین بین رهبری اخلاقی و فرسودگی شغلی رابطه معکوس و معناداری برقرار است. بدین معنا که با افزایش سطح رهبری اخلاقی، فرسودگی شغلی در بین معلمان کاهش می‌یابد و تأییدکننده فرضیه چهارم می‌باشد
فرضیه پنجم: معنویت سازمانی رابطه‌ای مستقیم و معنادار با یادگیری سازمانی دارد.
همان‌طور که در شکل 1 و 2 و جدول 2 مشاهده میشود ضریب مسیر بین معنویت سازمانی و یادگیری سازمانی 428/0 و مقدار آماره t (شکل 2) فرضیه پنجم تأیید می‌گردد.
فرضیه ششم: معنویت سازمانی رابطه‌ای معکوس و معنادار با فرسودگی شغلی دارد.
همان‌طور که در شکل 1 و 2 و جدول 2 مشاهده میشود ضریب مسیر بین معنویت سازمانی و فرسودگی شغلی 26/0- و مقدار آماره t (شکل 2) برابر 011/2 است. این ضریب مسیر در سطح 05/0 معنادار می‌باشد؛ بنابراین بین معنویت سازمانی و فرسودگی شغلی رابطه منفی و معکوسی برقرار است. بدین معنا که با افزایش سطح معنویت سازمانی، فرسودگی شغلی در بین معلمان کاهش می‌یابد که تأییدکننده فرضیه ششم است
فرضیه هفتم: یادگیری سازمانی رابطه‌ای معکوس و معنادار با فرسودگی شغلی دارد.
همان‌طور که در شکل 1 و 2 و جدول 2 مشاهده میشود ضریب مسیر بین یادگیری سازمانی و فرسودگی شغلی 415/0- و مقدار آماره t (شکل 2) برابر 339/2 است. این ضریب مسیر در سطح 05/0 معنادار می‌باشد؛ بنابراین بین یادگیری سازمانی و فرسودگی شغلی رابطه منفی و معکوسی برقرار است. بدین معنا که با افزایش سطح یادگیری سازمانی، فرسودگی شغلی در بین معلمان کاهش می‌یابد. بدین ترتیب فرضیه هفتم نیز تأیید می‌گردد.
بحث و نتیجه‌گیری
هدف از پژوهش حاضر بررسی رابطه بین رهبری اخلاقی و معنویت سازمانی بر فرسودگی شغلی با نقش میانجی یادگیری سازمانی در میان معلمان مقطع متوسطه شهر مشهد بود. یافته‌های تحقیق در خصوص فرضیه اول نشان داد که یادگیری سازمانی رابطه بین رهبری اخلاقی و فرسودگی شغلی را میانجیگری می‌کند. نتایج مربوط به فرضیه دوم حاکی از آن است که یادگیری سازمانی، رابطه بین معنویت سازمانی و فرسودگی شغلی را میانجیگری می‌کند یافته‌های مربوط به فرضیه سوم بیانگر آن است که بین رهبری اخلاقی با یادگیری سازمانی در معلمان مقطع دبیرستان رابطه معناداری وجود دارد براین‌اساس می‌توان نتیجه گرفت بین رهبری اخلاقی و یادگیری سازمانی رابطه مثبت و مستقیم وجود دارد بدین معنا که با گسترش یا عدم بهره‌گیری از پدیده رهبری اخلاقی در دبیرستان‌های شهر مشهد شاهد افزایش یا کاهش یادگیری سازمانی در بین معلمان خواهیم بود. عباسی و حجازی (۱۳۸۹) نشان دادند که وجود رهبری اخلاقی با تأثیر بر فرایند یادگیری سازمانی ضمن بهبود عملکرد مسیر تبدیل آنها به سازمان‌های یادگیرنده را فراهم می‌کند. این نتایج همچنین با نتایج تحقیقات ایلماز (2010)، حسن و همکاران (2013)، تیموری و همکاران (2018)، میرکمالی و کرمی (1395) همسو است. همچنین در خصوص فرضیه چهارم نتایج حاصل از تجزیه‌وتحلیل داده‌های پژوهش نشان داد که بین رهبری اخلاقی و فرسودگی شغلی رابطه منفی و معکوسی برقرار است بدین معنا که رهبری اخلاقی قادر به‌پیش بینی فرسودگی شغلی می‌باشد و منفی بودن ضریب مسیر بیانگر آن است که با تأکید بر رهبری اخلاقی در سازمان می‌توان کاهش فرسودگی شغلی را پیش‌بینی و در جهت رفع آن برنامه‌ریزی کرد. این برآمد با نتایج پژوهش‌های گل‌پرور و همکاران (۱۳90) هم‌راستا و همخوان است. بدین معنا که مدیران سازمان‌ها، در صورت کاربست سبک رهبری اخلاقی رابطه مدار و نشان‌دادن اعتماد و احترام به کارکنان می‌توانند موجبات کاهش فرسودگی شغلی آنها را فراهم آورند. نتایج مربوط به فرضیه پنجم نشان داد که میان معنویت سازمانی و یادگیری سازمانی رابطه مثبت و معناداری وجود دارد. یافته‌های حاصل از این تحقیق با تحقیقات داوودی و اشتری (2011) همخوانی دارد. در کشورمان ایران که ۹۵ درصد مردم مذهب واحدی دارند و نسبت عمده‌ای از این جمعیت به انجام شعائر مذهبی پایبند هستند، هیچ ابزاری به‌اندازه دین نمی‌تواند در گسترش معنویت مؤثر باشد و معنویت مؤثرترین طریق خروج از معضلات کنونی محیط‌های اداری و کاری و تقویت یادگیری سازمانی جهت شکوفایی بیش‌ازپیش این محیط‌ها بوده و توجه به گسترش فضای معنوی و به‌طریق‌اولی مذهب، می‌تواند آرام‌بخش محیط کار و افزاینده همگرایی سازمانی باشد. در خصوص فرضیه ششم نتایج حاصل از تجزیه‌وتحلیل بیانگر آن است که بین معنویت سازمانی و فرسودگی شغلی رابطه منفی و معکوس برقرار است بدین معنا که با افزایش سطح معنویت سازمانی فرسودگی شغلی در بین معلمان در مدرسه کاهش می‌یابد. این رهیافت با نتایج تحقیقات شرر و همکاران (۲۰۱۶) و هاشمی و همکاران (1395) هم راستا است، توسل به یک نیروی فرا انسانی برای رهایی از فشارها و استرس‌های زندگی امروزی، امری قابل‌قبول است. اتکا به معنویت به‌عنوان یک نیروی فرامادی همچون جان‌پناهی برای رهایی از فشارهای زندگی کاری یک مزیت است که بخشی از کارمندان آن را دارا است. فرضیه هفتم حاکی از ارتباط منفی و معکوس میان یادگیری سازمانی و فرسودگی شغلی است بدان معنا که افزایش سطح یادگیری، موجب تشخیص بهتر نیازهای محیطی از سوی کارکنان و تسلط بیشتر آنان بر وظایف خود میشود و هم‌زمان با تقویت حس کارآمدی و رضایتمندی شغلی؛ سازگاری فردی، همدلی سازمانی و نیز اشتیاق به فعالیت‌های تیمی را در مدارس افزایش می‌دهد؛ لذا، یادگیری سازمانی منتج به کاهش فرسودگی شغلی در بین معلمان و افزایش بهره‌وری در مدارس و امر تعلیم‌وتربیت میشود. این موضوع با نتیجه تحقیقات نادی و همکاران (1392) هم‌راستا بوده و همخوانی دارد.
منابع
پروین، ستار و حلیمی، صلاح (1395). عوامل درون‌سازمانی مؤثر بر میزان فرسودگی شغلی، مطالعه موردی: مددکاران اجتماعی شاغل در سازمان بهزیستی استان تهران، پژوهش‌نامه مددکاري اجتماعی، 2(6)، 106-117.
تقی‌پور، یزدان؛ خدایاری، عباس و علم، شهرام (1394). ارتباط بین عدالت سازمانی و فرسودگی شغلی کارکنان وزارت ورزش و جوانان جمهوری اسلامی، مجله مدیریت و رفتار سازمانی در ورزش، 3(1)، 1-10.
خاکپور، عباس (1398). رابطه رهبری زهرآگین با فرسودگی عاطفی؛ نقش میانجی سکوت سازمانی، پژوهش‌های روان‌شناسی اجتماعی، 34(3)، 103-115.
داودی، حسین و اشتری، امیرمحمد (1389). رابطه رهبری معنوی و یادگیری سازمانی در مدارس متوسطه. فصلنامه رهبری و مدیریت آموزشی، 5(6)، 31-49.
رحیم نیا، فریبرز؛ حبیبی، محسن و ابراهیم پور، شیلا (1401). تبیین مدل عملکرد سازمان بر اساس مدیریت استعداد، رهبری تحول‌آفرین، مشارکت کارکنان و رضایت شغلی. دومین کنفرانس بین‌المللی آزمایشگاه مدیریت و رویکردهای نوآورانه در مدیریت و اقتصاد، سی و یک شهریور 1401، تهران.
روح الهی، احمدعلی؛ مفتخری تبریزی، امیر و اسدی، اسماعیل (1394)، بررسي روابط بین عدالت سازماني، تعهد سازماني و فرسودگي شغلي در بین کارکنان فرودگاه، مجله طب نظامي، دوره (4)،17، 273-281.
عباسی، عنایت و حجازی، یوسف (1389) نقش رهبری، فرهنگ و یادگيری سازمانی در ارتقا عملکرد دانشکده‌های کشاورزی ایران (ایجاد دانشکده کشاورزی یادگيرنده) فصلنامه پژوهش و برنامه‌ریزی در آموزش عالی. شماره 56 ص61-79
قنبری، سیروس و معجونی، حسین (1400). نقش رهبری مخرب در فرسودگی شغلی با میانجیگری عدالت سازمانی و اهمال‌کاری، پژوهش مسائل اجتماعی ایران، سال دهم، شماره پیاپی 34، ص 69-98.
گل‌پرور، محسن؛ جوادیان، رضا و خیرالله حسین‌زاده (1390). الگوی ساختاری قرارداد روانی، عدالت سازمانی، رهبری اخلاقی، مبادله رهبر - عضو و حمایت سازمانی. فصلنامه تازه‌های روان‌شناسی صنعتی/سازمانی، 2(7)، 21-32.
مردانی، محمدرضا؛ زنگاله، مهدی و محمد عدل، خانقاه (1398). تأثير تناسب ضعيف فرد با سازمان بر تمايل به ترک خدمت کارکنان حوزه ستادي وزارت آموزش‌وپرورش باتوجه‌به نقش ميانجی فرسودگی شغلی و تعدیل‌کننده معنويت، پژوهش‌های مدیریت عمومی، 8(12)، 314.-317.
مقیمی، سید محمد؛ رهبر، امیرحسین و حسن اسلامی (1386). معنویت سازمانی و تأثیر آن بر خلاقیت کارکنان (رویکرد تطبیقی)، فصلنامه اخلاق در علوم و فناوری، 3(5)، 90-105.
مهاجران، بهناز و افشین، دیوبند (1396). الگوي علّي ارتباط سبك رهبري اخلاقي، عدالت سازماني ادراك شده و سكوت سازماني در ميان كاركنان اداري دانشگاه اروميه، فصلنامه مشاوره شغلي و سازماني، 9(30)، -90.
میرکمالی، سید محمد؛ پورکریمی، جواد و کرمی، محمدرضا (1396). بررسی نقش میانجی عدالت سازمانی در رابطه بین سبک رهبری اخلاقی مدیران دانشگاه و سکوت سازمانی کارکنان، فصلنامه پژوهش و برنامه‌ریزی در آموزش، 2(8)، 17-34.
نادی، علی‌محمد؛ یارمحمدیان، محمدحسین و هاجر اسدی (1391). رابطه بین یادگیری غیررسمی، فرسودگی شغلی، سلامت روان و رضایت شغلی در کارگران شرکت ذوب‌آهن اصفهان. مدیریت تولید و عملیات، 4(16)، 133-150.
نصیری، ولیک بنی، ؛ قنبری، فخرالسادات؛ زندی؛ سیروس و سیف پناهی، خلیل (1393) تحليل روابط رهبري اخلاقي، معنويت در كار و فرسودگي شغلي، فصلنامه اخلاق در علوم و فنّاوري، 9(1)، 1-11.
هاشمی، سید اسماعیل؛ قطب، سید ایمان؛ مهرابی زاده هنرمند، مهناز و بشلیده، کیومرث (1395). مدل ارتباط منابع معنوی با تمایل به ترک شغل و بهزیستی در محل کار: نقش میانجی فرسودگی هیجانی و اشتیاق شغلی. پژوهش‌نامه روان‌شناسی مثبت، 3(6)، 29-48.
Adnan, N., Bhatti, O. K., & Farooq, W. (2020). Relating ethical leadership with work engagement: How workplace spirituality mediates?. Cogent Business & Management, 7(1), 1739494.
Ahakwa, I., Yang, J., Agba Tackie, E., Afotey Odai, L., & Dartey, S. (2021). The effects of job autonomy, organizational learning, and work environment on organizational commitment of public sector employees in the Ashanti Region of Ghana. International Journal of Scientific Research and Management, 9(1), 2099-2110
Ahmad, I., Gao, Y., & Hali, S. M. (2017). A review of ethical leadership and other ethics-related leadership theories. European Scientific Journal, 13(29), 10-23.
ALSwaeer, E. A. (2021). THE REFLECTIONS OF EMPLOYEES'VOICE STRATEGY STYLES ON ORGANIZATIONAL HYPOCRISY: THE MEDIATING ROLE OF ETHICAL LEADERSHIP A CASE STUDY AT ROYAL.
Aydin, M. K., Guclu, N., & Pisapia, J. (2015). THE RELATIONSHIP BETWEEN SCHOOL PRINCIPALS'STRATEGIC LEADERSHIP ACTIONS AND ORGANIZATIONAL LEARNING. American Journal of Educational Studies, 7(1), 5.
Bedi, A., Alpaslan, C. M., & Green, S. (2016). A meta-analytic review of ethical leadership outcomes and moderators. Journal of Business Ethics, 139, 517-536.
Belwalkar, S., & Vohra,V. (2016). Workplace Spirituality, Job Satisfaction and Organizational Citizenship Behaviors: A Theoretical Model,International Journal of Business and Management; 11(8), 1833-3850..
Dal Corso, L., De Carlo, A., Carluccio, F., Colledani, D., & Falco, A. (2020). Employee burnout and positive dimensions of well-being: A latent workplace spirituality profile analysis. PloS one, 15(11), e0242267.
Chirico, F., Sharma, M., Zaffina, S., & Magnavita, N. (2020). Spirituality and prayer on teacher stress and burnout in an Italian cohort: A pilot, before-after controlled study. Frontiers in Psychology, 10, 2933.
Choi, J. N., & Lee, D. (2018). Effects of training on employee well-being: A longitudinal study. Journal of Happiness Studies, 19(1), 53-67.
Fornell, C., & Larcker, D. F. (1981). Structural equation models with unobservable variables and measurement error: Algebra and statistics.
Gabriel, K. P., & Aguinis, H. (2022). How to prevent and combat employee burnout and create healthier workplaces during crises and beyond. Business Horizons, 65(2), 183-192.
García-Morales, V. J., Jiménez-Barrionuevo, M. M., & Gutiérrez-Gutiérrez, L. (2012). Transformational leadership influence on organizational performance through organizational learning and innovation. Journal of business research, 65(7), 1040-1050.
Gardner, W. L., Lowe, K. B., Moss, T. W., Mahoney, K. T., & Cogliser, C. C. (2010). Scholarly leadership of the study of leadership: A review of The Leadership Quarterly's second decade, 2000–2009. The leadership quarterly, 21(6), 922-958.
Ghaffari, S., Shah, I., Burgoyne, J., Nazri, M., & Salleh, J. (2017). The influence of motivation on job performance: A case study at Universiti Teknoligi Malaysia. Sara Ghaffari, Dr. Ishak Mad Shah, Dr. John Burgoyne, Dr. Mohammad Nazri, Jalal Rezk Salleh., The Influence of Motivation on Job Performance: A Case Study at Universiti Teknologi Malaysia. Aust. J. Basic & Appl. Sci, 11(4), 92-99.
Gonzales, K. A., Jurado, L. F., & Wang, S. (2017). Burnout and engagement: Relative importance of predictors and outcomes in two Chinese samples. Frontiers in Psychology, 8, 1877. doi: 10.3389/fpsyg.2017.01877
Haldorai, K., Kim, W. G., Chang, H. S., & Li, J. J. (2020). Workplace spirituality as a mediator between ethical climate and workplace deviant behavior. International Journal of Hospitality Management, 86, 102372.
Hassan, S., Mahsud, R., Yukl, G., & Prussia, G. E. (2013). Ethical and empowering leadership and leader effectiveness. Journal of Managerial Psychology.
Howard, S. (2002). A spiritual perspective on Learning in the workplace. Journal of Managerial psychology, 17(3), 230- 232.
Lamprinou, V. D. I., Tasoulis, K., & Kravariti, F. (2021). The impact of servant leadership and perceived organisational and supervisor support on job burnout and work–life balance in the era of teleworking and COVID-19. Leadership & Organization Development Journal, 42(7), 1071-1088.
Mahlaba, N. P. (2015). Employees' perceptions about spirituality and workplace spirituality (Doctoral dissertation).
Mahmood, S., Qadeer, F., & Ahmed, A. (2015). The role of organizational learning in understanding relationship between total quality management and organizational performance. Pakistan Journal of Commerce and Social Sciences, 9(1), 282-302.
Otaye-Ebede, L., Shaffakat, S., & Foster, S. (2020). A multilevel model examining the relationships between workplace spirituality, ethical climate and outcomes: A social cognitive theory perspective. Journal of Business Ethics, 166(3), 611-626.
Pandey, A., Gupta, V., & Gupta, R. K. (2019). Spirituality and Innovative Behavior in Teams: Examining the Mediating Role of Team Learning, IIMB Management Review, doi: https://doi.org/ 10.1016/ j. iimb .2019.03.013
Robbins, S. (2003). Essentials of organization behavior, 7th ed., Printis Hall, New Jersey, pp. 244-245.
Rahman, M. S., Mannan, M., Hossain, M. A., & Gani, A. M. O. (2019). Awareness of occupational hazards in learning organizations: Knowledge sharing behavior and sense of spirituality perspective. Global Knowledge, Memory and Communication, 68(1/2), 17-32.
Riasudeen, S., & Singh, P. (2021). Leadership effectiveness and psychological well-being: the role of workplace spirituality. Journal of Human Values, 27(2), 109-125.
Salas-Vallina, A., & Alegre, J. (2018). Unselfish leaders? Understanding the role of altruistic leadership and organizational learning on happiness at work (HAW). Leadership & Organization Development Journal.
Salminen, S., Andreou, E., Holma, J., Pekkonen, M., & Mäkikangas, A. (2017). Narratives of burnout and recovery from an agency perspective: A two-year longitudinal study. Burnout Research, 7, 1-9.
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.
Shankar Pawar, B. (2009). Individual spirituality, workplace spirituality and work attitudes: An empirical test of direct and interaction effects. Leadership & organization development journal, 30(8), 759-777.
Shin, Y., Sung, S. Y., Choi, J. N., & Kim, M. S. (2015). Top management ethical leadership and firm performance: Mediating role of ethical and procedural justice climate. Journal of business ethics, 129, 43-57.
Smith, K., Jones, P., Hillier, Y., & Ellis, S. (2019). Factors influencing the migration of Iranian teachers to England. Journal of Education for Teaching, 45(4), 479-492. doi: 10.1080/02607476.2019.1625910
Tripathi, D., Priyadarshi, P., Kumar, P., & Kumar, S. (2020). Does servant leadership affect work role performance via knowledge sharing and psychological empowerment?. VINE Journal of Information and Knowledge Management Systems, 51(5), 792-812.
Tsang, K. K., Du, Y., & Teng, Y. (2022). Transformational leadership, teacher burnout, and psychological empowerment: A mediation analysis. Social Behavior and Personality: an international journal, 50(1), 1-11.
Van Dierendonck, D. (2011). Servant leadership: A review and synthesis. Journal of management, 37(4), 1228-1261.
Vullinghs, J. T., De Hoogh, A. H., Den Hartog, D. N., & Boon, C. (2020). Ethical and passive leadership and their joint relationships with burnout via role clarity and role overload. Journal of Business Ethics, 165, 719-733.
Wadei, K. A., Chen, L., Frempong, J., & Appienti, W. A. (2021). The mediation effect of ethical leadership and creative performance: A social information processing perspective. The Journal of Creative Behavior, 55(1), 241-254.
Wang, L., Han, J., Fisher, C. M., & Pan, Y. (2017). Learning to share: Exploring temporality in shared leadership and team learning. Small Group Research, 48(2), 165-189.
Wilson, T. (2014). Addressing rampant employee disengagement: Focus on individuals’ unique assets. Public Management, 96(1), 30-33.
Xie, L. (2018). Leadership and organizational learning culture: a systematic literature review, European Journal of Training and Development, 17(5), 63-72.
Xie, L. (2020). The impact of servant leadership and transformational leadership on learning organization: a comparative analysis. Leadership & Organization Development Journal.
Yilmaz, A., Ali, I., & Flouris, T. (2015). The effect of corporate social responsibility on pride in membership, job satisfaction and employee engagement. British Journal of Economics, Management & Trade, 9(4), 1-12.
Examining the Relationship between Ethical Leadership and Spirituality on Job Burnout with the mediating role of Organizational Learning
Abstract
The present study aims to discover the relationship between ethical leadership and organizational spirituality on job burnout and to study the possible mediation of organizational learning in between. The statistical population of this study consisted of all the second stage of highschool teachers of the Iranian of Mashad who were selected as a sample using Cochran's formula. This research is applicative, in terms of purpose and descriptive-correlational in terms of nature and method. The data collection tools are questionnaires. The validity of the questionnaires was confirmed using face and structural validity and the reliability was ssconfirmed using Cronbach's alpha coefficient. Structural equation modeling and PLS4 software was used for statistical analysis of the collected data. The results contribute to new knowledge that both organizational spirituality and ethical leadership have a direct and reversal relationship with the organizational burnout and in the meantime organizational learning Plays a mediating role through reducing the effects of organizational burnout among the employees improving the anti-productive organizational behaviours, while receiving a direct and positive effect from both the ethical leadership and organizational spirituality. According to the confirmation of all the research hypotheses, suggestions have been made regarding how to choose and train the school managers and how to eliminate and reduce organizational burnout among the teachers.
Key words: Ethical Leadership, Organizational Spirituality, Job Burnout, Organizational Learning
[1] 1. Wilson
[2] . Shankar Pawar
[3] 3. Ahmed Israr et al
[4] 4. Xie
[5] 2. Gardner at al
[6] 3. Garcia- Morales et al
[7] 4. Ahakwa at al
[8] 1. Yang et al
[9] 2. Wadei et al
[10] 3. Mahlaba
[11] 4. Salminen et al
[12] 5.Chirico et al
[13] 5. Adnan et al
[14] 5. Aydin et al
[15] 7. Bedi et al
[16] 1. Alswaeer
[17] 2. Ebde et al
[18] 3. Haldorai et al
[19] 4. Van Dierendonck et al
[20] 5. Rahman et al
[21] 6. Howard
[22] 7. Robbins
[23] 1. Goswami & Agrawal
[24] 2.Pandey et al
[25] 3. Mahmood Shahid et al
[26] 1. Salas-Vallina & Alegre
[28] 1. Fornell & Larcker