طراحی و آزمون مدل پیشایندهای اخلاقی مؤثر بر کاهش رفتارهای ضد سلامت اداری در نظام آموزشی

محورهای موضوعی : مدیریت

صغری محمدی ¹ , حامد رحمانی ² , غلامرضا معمارزاده طهران ³

1 - دانشجوی دکتری، گروه مدیریت دولتی، واحد قزوين، دانشگاه آزاد اسلامي، قزوين، ايران.
2 - استادیار، گروه مدیریت دولتی، واحد قزوين، دانشگاه آزاد اسلامي، قزوين، ايران. (عهده¬دار مکاتبات)
3 - دانشیار، گروه مدیریت دولتی، واحد علوم و تحقیقات تهران، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران

تاریخ دریافت : 1402/02/02 تاریخ پذیرش : 1402/12/23 تاریخ انتشار : 1402/12/22

کلید واژه: پیشایندهای اخلاقی, رفتار ضد سلامت اداری, نظام آموزشی.,

چکیده مقاله :

امروزه سلامت نظام اداری یکی از اهداف و برنامه‌های توسعه سازمان‌ها است و ریشه‌یابی علل به وجود آمدن رفتارهای ضد سلامت اداری و برنامه‌های سازمانی برای کاهش این رفتارها یکی از اولویت‌های راهبردی سازمان‌های سالم محسوب می‌شود و نظام آموزش‌وپرورش نیز از این قاعده مستثنا نیست؛ بنابراین هدف این مطالعه طراحی و آزمون مدلی برای پیشایندهای اخلاقی مؤثر بر کاهش میزان رفتارهای ضد سلامت اداری در آموزش‌وپرورش است. این پژوهش از نظر هدف کاربردی و از نظر ماهیت توصیفی از نوع پیمایشی است. جامعه آماری پژوهش 502 نفر از مدیران و کارکنان آموزش‌وپرورش شهر قزوین هستند که با تکنیک نمونه‌گیری خوشه‌ای و استفاده از روش توان آزمون و به‌کارگیری نرم‌افزار G-Power تعداد 218 نفر برای نظرسنجی انتخاب شدند. در این پژوهش از پرسشنامه ساختاریافته برای جمع‌آوری داده‌ها استفاده شده است و تجزیه‌وتحلیل داده‌ها با رویکرد مدل‌سازی معادلات ساختاری مبتنی بر حداقل مربعات جزئی و نرم‌افزار Smart PLS انجام پذیرفته است. یافته‌های پژوهش نشان می‌دهد که پیشایندهای اخلاقی شامل رهبری اخلاقی، فرهنگ اخلاقی و جو اخلاقی تأثیر مثبتی بر کاهش میزان رفتارهای ضد سلامت اداری دارد؛ علاوه بر این، رهبری اخلاقی، فرهنگ اخلاقی و جو اخلاقی بر افزایش التزام رفتاری کارکنان مؤثر است. التزام رفتاری کارکنان نیز اثر مثبت قابل‌توجهی بر کاهش میزان رفتارهای ضد سلامت اداری در آموزش‌وپرورش دارد. یافته‌های این پژوهش برای توسعه سلامت اداری در محیط‌های آموزشی مفید است؛ زیرا نتایج نشان می‌دهد که 62% از تغییرات کاهش میزان رفتارهای ضد سلامت اداری می‌تواند به‌واسطه متغیرهای بررسی شده در مدل پژوهش پوشش داده شود.

چکیده انگلیسی:

Today the system of administrative health is one of the goals and programs of organizations' development, and finding the original causes of anti administrative health behaviors and finding organizational programs to reduce these behaviors are strategic priorities of healthy organizations, and ofcourse the education system is not exception. Thus, the purpose of this study is to design and test a model for ethical antecedents affecting on reducing administrative anti health behavior in education system. This study is applied in terms of purpose and de;scriptive nature of survey. The statistical population of study is 502 staff and managers of Qazvin educational department. After using clustered sampling technique and G power software 218 people were selected. In this study, the structured questionnaire was used to collect data, and data analysis was carried out with the structural equation modeling approach based on Smart PLS software. Research findings show that ethical antecedents, including ethical leadership, ethical culture, and ethical climate, have a positive effect on reducing the amount of anti -administrative health behaviors; In addition, ethical leadership, ethical culture, and ethical climate are effective in increasing employee behavioral engagement. Employees' behavioral engagement also has a significant positive effect on reducing the amount of administrative anti -health behaviors in education system. The findings of this study are useful for developing administrative health in educational environments; Because the results show that 62% of the decrease in administrative anti -health behaviors can be covered by the variables studied in the research model.

متن کامل:



مجله مدیریت توسعه و تحول 55 (1402) 71-59

طراحی وآزمون مدل پیشایندهای اخلاقی مؤثر برکاهش رفتارهای ضد سلامت اداری در نظام آموزشی

  صغری محمدی 1، حامد رحمانی2،*، غلامرضا معمارزاده طهران 3

1 دانشجوی دکتری، گروه مدیریت دولتی، واحد قزوين، دانشگاه آزاد اسلامي، قزوين، ايران.

2 استادیار، گروه مدیریت دولتی، واحد قزوين، دانشگاه آزاد اسلامي، قزوين، ايران. (عهده­دار مکاتبات)

3 دانشیار، گروه مدیریت دولتی، واحد علوم و تحقیقات تهران، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران

تاریخ دریافت: اردیبهشت 1402، اصلاحيه: شهریور 1402، پذیرش: آبان 1402

 

چكيده

امروزه سلامت نظام اداری یکی از اهداف و برنامه‌های توسعه سازمان‌ها است و ریشه‌یابی علل به وجود آمدن رفتارهای ضد سلامت اداری و برنامه‌های سازمانی برای کاهش این رفتارها یکی از اولویت‌های راهبردی سازمان‌های سالم محسوب می‌شود و نظام آموزش‌وپرورش نیز از این قاعده مستثنا نیست؛ بنابراین هدف این مطالعه طراحی و آزمون مدلی برای پیشایندهای اخلاقی مؤثر بر کاهش میزان رفتارهای ضد سلامت اداری در آموزش‌وپرورش است. این پژوهش از نظر هدف کاربردی و از نظر ماهیت توصیفی از نوع پیمایشی است. جامعه آماری پژوهش 502 نفر از مدیران و کارکنان آموزش ‌وپرورش شهر قزوین هستند که با تکنیک نمونه‌گیری خوشه‌ای و استفاده از روش توان آزمون و به‌کارگیری نرم‌افزار G-Power تعداد 218 نفر برای نظرسنجی انتخاب شدند. در این پژوهش از پرسشنامه ساختاریافته برای جمع‌آوری داده‌ها استفاده شده است و تجزیه‌وتحلیل داده‌ها با رویکرد مدل‌سازی معادلات ساختاری مبتنی بر حداقل مربعات جزئی و نرم‌افزار Smart PLS انجام پذیرفته است. یافته‌های پژوهش نشان می‌دهد که پیشایندهای اخلاقی شامل رهبری اخلاقی، فرهنگ اخلاقی و جو اخلاقی تأثیر مثبتی بر کاهش میزان رفتارهای ضد سلامت اداری دارد؛ علاوه بر این، رهبری اخلاقی، فرهنگ اخلاقی و جو اخلاقی بر افزایش التزام رفتاری کارکنان مؤثر است. التزام رفتاری کارکنان نیز اثر مثبت قابل‌توجهی بر کاهش میزان رفتارهای ضد سلامت اداری در آموزش‌وپرورش دارد. یافته‌های این پژوهش برای توسعه سلامت اداری در محیط‌های آموزشی مفید است؛ زیرا نتایج نشان می‌دهد که 62% از تغییرات کاهش میزان رفتارهای ضد سلامت اداری می‌تواند به‌واسطه متغیرهای بررسی شده در مدل پژوهش پوشش داده شود.

 

واژه‌های اصلی : پیشایندهای اخلاقی، رفتار ضد سلامت اداری، نظام آموزشی.

 

 

1-                      مقدمه

امروزه سازمان‌های دولتی با در اختیار داشتن منابع ملی، تأثیر زیادی بر رفاه جامعه دارند ]29و43[ و تغییرات سریع جهانی، باعث شده تا برای افزایش کارایی، به عنصر انسانی بیشتر تکیه کنند ]44[. درواقع منابع انسانی یک عنصر مهم برای کارایی سازمان‌های عصر حاضر است ]18[ که نقش مهمی در بهبود و ارزش‌آفرینی ایفا می‌کند ]5[. بااین‌حال، یکی از عوامل تهدیدکننده برای تحقق کارایی مطلوب‌تر سازمان‌ها، پدیده فساد اداری ]2[ و رفتارهای ضد سلامت اداری ]24،60[ است که ضمن ممانعت از رشد اقتصادی پایدار، اثر سوء بر حکمرانی خوب دارد و کارایی هزینه‌های عمومی را به‌طور قابل‌توجهی تحت تأثیر قرار می‌دهد ]6،18[. ازاین‌رو، سازمان‌ها به دنبال اقدامات راهبردی برای سلامت نظام اداری خود هستند ]41[ و دستیابی به سازمان سالم هدف مشترک همه مدیران است ]4[؛ چراکه نظام اداری کارآمد می‌تواند بسترساز تحقق اهداف و برنامه‌های توسعه قرار گیرد ]1و12[.

اصل بنیادین حرفه‌ای بودن خدمات عمومی به سلامت‌محوری و ارائه خدمات شایسته به جامعه است. ازاین‌رو، منشور سلامت اداری یک چارچوب مهم برای مقامات دولتی است که باید از آن پیروی کنند ]49[. چنین ارزشی ادارات دولتی را ترغیب می‌کند تا خدمات عاری از فساد به مردم ارائه دهند ]33[. بااین‌حال، موارد متعددی از رفتارهای ضد سلامت اداری مانند فقدان انضباط اداری، سهل‌انگاری، خویشاوندسالاری ]39[، حمایت و طرفداری مغرضانه ]33[، اختلاس، فرار از مناقصه در قراردادهای عمومی ]20[، هدایای غیرقانونی ]60[ و غیره در سازمان‌ها مشهود است که تنها طیف کوچکی از فساد و سوء رفتارهای کارکنان دولتی است. این رفتارها که در قالب تخلفات نظام اداری گزارش می‌شود، مصداقی بر نقض سلامت اداری است ]24[.شیوه‌های زیادی توسط سازمان‌ها برای کاهش رفتارهای ضد سلامت اداری انجام می‌شود ]60[؛ اما پدیده فساد اداری و رفتارهای ناقض سلامت هیچ‌گاه ریشه‌کن نشده است.

*[e-mail]

محققان بر این باور هستند که کاهش میزان رفتارهای ضد سلامت اداری ریشه در تقویت مؤلفه‌های اخلاقی دارد ]33،44[. بدین سبب، در سال‌های اخیر موضوع رفتارهای اخلاقی توجه محققان را به خود جلب کرده است و سازمان‌ها نیز در تلاش هستند تا مکانیسم‌های مناسبی را برای اصلاح رفتارهای اخلاقی و ارتقای سلامت سازمانی جستجو کنند ]20[.

ازآنجاکه کارکنان رفتارهای اخلاقی را از طریق اقدامات انجام شده مدیران و سرپرستان خود یاد می‌گیرند ]17،49[؛ بنابراین، سبک رهبری ]27،47،51[، فرهنگ‌سازمانی ]2،7،8،53[ و جوسازمانی مثبت ]16،60[ و التزام کاری کارکنان ]20[ می‌تواند پیشایندهای احتمالی مؤثر بر کاهش رفتارهای ضد سلامت سازمانی باشند. بااین‌حال، برخی از تحقیقات نتایج گاهاً متناقضی را گزارش کرده‌اند.

یکی از سازمان‌های دولتی که اهمیت فراوانی برای جامعه فعلی و آینده دارد و سیاست‌گذاران دولتی و عموم جامعه نسبت به نتایج عملکردی آن بسیار حساس هستند ]5[، آموزش‌وپرورش است که باید در تمام سطوح فرهنگ سلامت را تقویت کند و ارزش‌های بنیادین صداقت، اعتماد، مسئولیت، انصاف و احترام را در بین کارکنان نهادینه سازد ]56[. اگرچه مطالعات در زمینه عوامل مؤثر بر ارتقاء سلامت نظام اداری و سلامت سازمانی در این بافتار انجام شده است و قوانین و خط‌مشی‌های بسیاری پیرامون سلامت اداری، تخلفات اداری و مبارزه با فساد به تصویب رسیده است و تبیین جامعه عاری از فساد در سال­های اخیر مورد تأكید عالی­ترين مقامات دولتی، سند چشم‌انداز و برخی از قوانین و مصوبات كشور بوده است ]2[ و در طول چهار دهه اخیر، قوانين متعددي (مانند قانون رسيدگي به تخلفات اداري مصوب سال 1372، آیین‌نامه مبارزه با رشوه در دستگاه‌های اجرايي مصوب 1385، تدوین سیاست‌های كلي نظام اداري در سال 1389، قانون ارتقاي سلامت اداري و مقابله با فساد مصوب سال 1390) برای ارتقاي سلامت اداري تدوين بود است؛ اما گزارش‌های سالانه تخلفات اداری و رفتارهای ضد سلامت اداری گواه این واقعیت است که هنوز اقدامات بنیادین و ریشه‌ای برای کاهش این سوء رفتارها انجام نشده است ]1[.

 اهمیت این موضوع به‌قدری است که در بند 39 از سیاست‌های كلي برنامه ششم توسعه بر ارتقاي سلامت اداري و مبارزه با فساد تأكيد شده است. چراکه شاخص ادراک‌شده از فساد (CPI) ثابت کرده است ادارات دولتی در ایران با مسائل رفتارهای ضد سلامت اداری مواجه هستند. در آخرین رتبه‌بندی شاخص فساد ادراک‌شده که توسط سازمان بین‌المللی شفافیت و با همکاری دانشگاه پاساو آلمان¹ در سال 2022 گزارش شده است؛ کشور ایران امتیاز 53 از 100 را کسب کرده است ]59[. سیر تغییرات این شاخص در دو دهه اخیر و مشخصاً از سال 2015 تا 2022 مؤید این واقعیت است که تلاش چشمگیری برای برون‌رفت از وضع موجود و کاهش رفتارهای ضد سلامت اداری انجام نشده ]41[ و قوانین مصوب و اقدامات انجام شده در زمینه ارتقاي سلامت اداری و مبارزه با فساد اداري نیز چندان ثمر‌بخش نبوده است ]12[.

 از منظری دیگر، تاکنون مطالعه مدونی در ارتباط با پیشایندهای اخلاقی مؤثر بر رفتاری‌های ضد سلامت اداری در ادارات آموزش‌وپرورش ايران و مشخصاً استان قزوين (به‌عنوان موردمطالعه تحقیق حاضر) انجام نشده است و مطالعات محدود انجام شده بيشتر بر پدیده فساد مالی تأکید داشته‌اند؛ درحالی‌که رفتارهای ضد سلامت اداري در آموزش‌وپرورش یک مسئله اخلاقی، رفتاری، مدیریتی، فرهنگی است و به‌عنوان یک مسئله چندوجهی باید در نظر گرفته شود. با توجه به اینکه رفتارهای ضد سلامت اداری در نظام آموزشی می‌تواند به کل جامعه آسیب برساند و علاوه بر آن موجب بی‌ارزش شدن و خدشه‌دار شدن اعتبار سازمانی گردد ]60[؛ بنابراین تحلیل پیشایندهای اخلاقی و رفتاری مؤثر بر سلامت اداری اهمیت فراوانی دارد؛ بنابراین، این تحقیق با هدف طراحی و آزمون مدل پیش­آیندهای اخلاقی مؤثر بر کاهش رفتارهای ضد سلامت اداری در نظام آموزشی، قصد دارد به این سؤالات اساسی پاسخ داده شود که مکانیزم اخلاقی سازمان آموزش‌وپرورش با در نظر گرفتن سبک رهبری اخلاقی، فرهنگ و ارزش‌های اخلاقی و ایجاد جو اخلاقی چگونه می‌تواند به‌واسطه تقویت التزام کارکنان میزان رفتارهای ضد سلامت اداری را کاهش دهد؟

2-                      مبانی نظری و توسعه فرضیه‌ها

2-1 سلامت اداری

سلامت²، در مقابل فساد قابل‌تعریف است ]41[. بااین‌حال ارائه یک تعریف واحد از سلامت به علت وجود پیچیدگی ساختاری قدری سخت است ]3[. زمانی که ویژگی‌هایی مانند انصاف، عدالت، ثبات، صداقت، مسئولیت‌پذیری، قابلیت اعتماد، تعهد و انسجام در سازمان نهادینه شود، مفهوم سلامت تحقق می‌یابد ]54[. مفهوم سلامت اداری نخستین بار در دهه 1950 توسط آرجیریس³ مورد استفاده قرار گرفت که بنیان انسان گرایانه دارد ]22[. بااین‌حال، بنیس⁴ (1962)، یکی از اولین کسانی بود که در مورد اصطلاح سلامت در سازمان صحبت کرد، جایی که او توضیح داد سازمان‌هایی با عملکرد مالی بالا، سالم‌تر هستند ]44،55[. کلتوف (2016) سلامت را این‌گونه تعریف می‌کند: «کیفیت، رفتار فرد یا سازمان هنگام عمل مطابق با ارزش‌های اخلاقی، استانداردها و قوانین پذیرفته شده » ]39[.

محققان سلامت اداری را معادل رعایت اخلاق و عدالت در رفتارهای اداری تلقی کرده‌اند ]23[. دپارتمان مسائل اقتصادي و اجتماعي سازمان ملل، سلامت اداري را مؤلفه‌ای اساسي و مكمل پاسخ‌گویی و شفافيت می‌داند که مترادف با مفاهیم پاكي، صداقت و درستي است ]1[. سلامت اداری به معنای رعایت قوانین و موازین اخلاقی در سازمان است ]22،41[. سلامت اداری را باید یکی از مؤثرترین عوامل کارآمدی و اثربخشی نظام اداری دانست که به یکی از بارزترین مباحث کلیدی سازمان‌ها تبدیل شده است ]8[ و با سبک رهبری، فرهنگ، عدالت سازمانی، جو اخلاقی و اثربخشی سازمان رابطه دارد ]55[.

در سازمان سالم، کارکنان با روحیه و عملکرد بالا، متعهد به اهداف هستند و تلاش مضاعفی برای توسعه بلندمدت سازمان دارند ]50[. سلامت اداری برای حفظ نشاط کاری، پتانسیل رشد، بهره‌وری و رقابت بسیار مهم است ]44[ و اعتقاد بر این است که سبک رهبری اخلاقی و فرهنگ سازمان می‌تواند چارچوب لازم برای اطمینان از سلامت اداری را فراهم سازد ]22[. براون (2002) سلامت اداری را با سه بعد فرهنگ‌، جو و ارزش‌ها پیوند می‌دهد و سینگه و جها (2018) از این نظریه حمایت کرده و بعد رهبری را اضافه کرده‌اند؛ ازاین‌رو، می‌توان گفت فرهنگ، جوسازمانی، ارزش‌ها و رهبری می‌توانند سلامت نظام اداری مؤثر باشند ]44و55[.

2-2 رفتارهای ضد سلامت اداری

در یک زمینه گسترده، اخلاق را می‌توان به‌عنوان مجموعه‌ای از اصول یا منشور رفتاری تعریف کرد که به‌عنوان یک چارچوب عمل می‌کند. وقتی اخلاق به‌عنوان مجموعه‌ای از ارزش‌ها و هنجارهای اخلاقی شالوده سلامت را تشکیل می‌دهند ]39[؛ مفهوم رفتارهای ضد سلامت اداری از ضد ارزش‌های اخلاقی نشأت می‌گیرد و بیانگر ارتکاب تخطی از هنجارها، ارزش‌های اخلاقی، قوانین و معیارهایی مانند صداقت و راست‌گویی است ]60[.

دی گراف و همکاران (2018) رفتارهای ضد سلامت را به‌عنوان اعمال رفتارهای منفی، مانند کلاه‌برداری، فساد و رشوه، دزدی و اختلاس، تبعیض، تضاد منافع از طریق فعالیت‌های حاشیه‌ای و سوءاستفاده از قدرت که مضر سازمان هستند یا منجر به ضرر برای جامعه می‌شوند، تشریح کرده‌اند ]24[. زهاری و سعید (2019) در بررسی ادراکات 616 کارمند دولت مالزی در مورد موارد رفتارهای ناقض سلامت در محل کار دریافتند که انجام امور شخصی و خانوادگی در ساعات کاری بر امور رسمی کاری ارجحیت داده شده است و این امر به‌عنوان یک رفتار ضد سلامت در نظر گرفته می‌شود ]60[؛ بنابراین، رفتارهای ضد سلامت اعمال غیراخلاقی، بزهکاری، قلدری، تعلل و اهمال‌کاری، تقلب، تبعیض، تخطی، فساد و سایر اقدامات منفی هستند که توسط کارکنان انجام می‌شود ]36[ و باعث ایجاد اثرات نامطلوب در سازمان می‌گردد. دی گراف و همکاران (2018) بر اساس ادراک 7315 کارمند دولتی هلند، گزارش دادند که بخش قابل‌توجهی از کارکنان نوعی از رفتارهای ضد سلامت مانند سوءاستفاده از ساعات کاری یا منابع در سازمان‌ها را در محل کار خود تجربه کرده‌اند ]24[.

سلامت سازمانی از طریق پایبندی به رفتارهای اخلاقی صادقانه تعریف می‌شود ]36[ رفتارهای ضد سلامت اداری اغلب باعث آسیب به افراد سازمان و جامعه می‌شوند؛ اثرات منفی متداول برای این رفتارها کاهش بهره‌وری سازمانی و خدشه‌دار شدن اعتبار و شهرت سازمان است ]24[. محققان معتقدند که مطالعات اخلاقی و رفتاری رویکردی رایج برای درک رفتارهای ضد سلامت سازمانی است. رفتارهای ضد سلامت اداری در سطح فردی به دلیل نادیده گرفتن ارزش‌های اخلاقی قابل‌قبول جامعه حادث می‌شود ]36[ و در سطوح سازمانی این رفتارها تأثیر گسترده‌تری بر کارکنان، سازمان و جامعه دارد ]60[؛ بنابراین، می‌توان گفت پیشایندهای رفتاری و اخلاقی عواملی مهم و تأثیرگذار در کاهش رفتارهای ضد سلامت اداری است.

2-3 نقش رهبری اخلاقی در سلامت اداری

در تلاش برای مبارزه با وقوع هرگونه رفتار غیراخلاقی در سازمان‌ها، محققان نقش رهبری را در اولویت قرار داده‌اند. رهبری اخلاقی را می‌توان به‌عنوان «نمایش رفتار مناسب هنجاری از طریق اقدامات شخصی و روابط بین فردی و ترویج چنین رفتاری به پیروان از طریق ارتباطات دوطرفه، تقویت و تصمیم‌گیری» توصیف کرد ]47[.

رهبری تأثیرگذارترین عنصر سلامت سازمانی است؛ زیرا رهبران یک محیط کاری سالم ایجاد می‌کنند که در آن کارکنان با رفتارهای مثبت خود احساس انگیزه و رضایت بیشتری دارند ]26[؛ زمانی که رهبران اخلاقی رفتارهای حمایتی نشان دهند و محیطی سالم را از طریق بازخورد مناسب، اعتماد متقابل، عدالت تعاملی، تصمیم‌گیری منصفانه و مراقبت ایجاد کنند، رفتارهای ضد سلامت کاهش می‌یابد ]20[.

رفتار اخلاقی رهبر به‌طور قابل‌توجهی بر رفتار اخلاقی کارکنان تأثیر می‌گذارد و رهبران توانایی تقویت رفتار اخلاقی کارکنان را با برقراری ارتباط مداوم با آن‌ها دارند؛ بنابراین، رفتار و ادراک اخلاقی کارکنان را می‌توان با پذیرش دستورالعمل‌های اخلاقی تغییر داد ]9،19[. اصولاً رهبران اخلاقی مانند یک فرد اخلاقی و یک ناظر اخلاقی رفتار می‌کنند. جنبه شخصیت اخلاقی رهبر به ویژگی‌های خاصی اشاره دارد که مبتنی بر اعتبار، صداقت و درستکاری او است ]26[. عملکرد رهبر به‌عنوان یک ناظر اخلاقی شامل تصمیم‌گیری بی‌طرفانه و منطقی، برقراری ارتباطات برای دستیابی به اهداف سازمانی و مراقبت از رفاه کارکنان است ]51[.

از سویی دیگر، رهبری اخلاقی که کار را برای پیروان مهم‌تر و معنادارتر می‌سازد، احتمالاً تعهد و تلاش مضاعف آن‌ها را برای کار، افزایش می‌دهد ]14[. تأثیر رهبران اخلاقی بر پیروان از طریق افزایش التزام رفتاری حاصل می‌شود. التزام رفتاری یک رویکرد الهام‌بخش سه‌بعدی (نشاط، فداکاری و مجذوب شدگی) است. عنصر نشاط به تمایل تلاش در کار اشاره دارد. عنصر فداکاری به اهمیت، غرور، اشتیاق، الهام و چالش پذیری در کار اشاره دارد، درحالی‌که مجذوب شدگی ویژگی‌های متمرکز بودن فرد و درگیر شدن در کار را نشان می‌دهد ]20[. رهبران اخلاقی با برانگیختن و تشویق احساسات پویا موجب التزام رفتاری می‌شوند ]14[ و سطح انرژی، فداکاری و تعهد کارکنان و اشتیاق آن‌ها به کارشان را با تمرکز بر دستیابی به اهداف فردی و سازمانی افزایش می‌دهد ]20[. علاوه بر این، احمد و گائو (2018) استدلال می‌کنند کارکنان زمانی در کار خود درگیر می‌شوند که بدانند اولویت‌های استراتژیک سازمان چیست و چگونه از طریق کار خود به اهداف سازمان کمک می‌کنند. رهبران اخلاقی به پیروان خود اهمیت می‌دهند و از طریق ارتباط مکرر، اهداف و انتظارات سازمان را برایشان مشخص می‌سازند ]47[. اشفق و همکاران (2021) رابطه بین رهبری اخلاقی خودکارآمدی و تعهد را بررسی کردند و نشان دادند که بین رهبری اخلاقی و اشتیاق کاری با تأثیرات میانجی خودکارآمدی و تعهد رابطه معناداری وجود دارد ]19[. بر این اساس، با توجه به ماهیت رهبری اخلاقی، این فرضیه‌ها مطرح می‌شود که:

فرضیه 1: رهبری اخلاقی بر افزایش التزام رفتاری کارکنان اثر دارد.

فرضیه 2: رهبری اخلاقی بر کاهش رفتار ضد سلامت اداری اثر دارد.

2-4 نقش فرهنگ اخلاقی در سلامت اداری

با افزایش تقاضا برای استانداردهای اخلاقی در محیط سازمانی، مطالعات فرهنگ اخلاقی به‌طور فزاینده‌ای مورد توجه قرار گرفته است ]57[. فرهنگ اخلاقی باور مشترک درون‌سازمانی از ارزش‌ها و هنجارهای اخلاقی است که بین کارکنان به اشتراک گذاشته شده است ]60[ و به معنای مجموعه‌ای از ارزش‌های اخلاقی پذیرفته شده سازمان تلقی می‌شود. ارزش‌های موجود در فرهنگ اخلاقی، سازمان را قادر می‌سازد تا از طریق رفتارهای پیش‌بینی‌شده رهبران و کارکنان، بر ساختار کلی سازمان تأثیر مثبت بگذارد ]13[.

مطالعات نشان داده است که برخی از ارزش‌های اخلاقی تأثیر قابل‌توجهی بر کاهش رفتارهای غیراخلاقی دارند ]57[. نوروزی و همکاران (1400) نقش فرهنگ را در کاهش میزان ریاکاری اخلاقی نیروی انسانی مؤثر می‌داند ]11[؛ بنابراین، ایجاد فرهنگ اخلاقی به‌عنوان رویکردی حیاتی برای به حداقل رساندن میزان رفتارهای ضد سلامت اداری است ]60[. سوه و همکاران (2020) نقش فرهنگ اخلاقی را در استراتژی‌های ضد کلاه‌برداری و تقلب مالی موردمطالعه قرار دادند و مشخص شد که ارزش‌ها و هنجارهای اخلاقی برای توسعه سیاست ضد کلاه‌برداری و تقلب مالی در سازمان‌ها ضروری است ]57[. از سویی دیگر، فرهنگ اخلاقی می‌تواند زمینه‌ساز ارتقای التزام رفتاری کارکنان شود ]53[. همان‌گونه که نامدار جویمی (1400) افزایش التزام سرمایه انسانی را مستلزم داشتن بستر فرهنگی مبتنی بر ارزش‌های اخلاقی و اسلامی می‌داند ]10[؛ بنابراین می‌توان فرضیه‌های زیر را مطرح ساخت:

فرضیه 3: فرهنگ اخلاقی بر افزایش التزام رفتاری کارکنان اثر دارد.

فرضیه 4: فرهنگ اخلاقی بر کاهش رفتار ضد سلامت اداری اثر دارد.

2-5 رابطه جو اخلاقی و سلامت اداری

جو دربرگیرنده آن چیزی است که کارکنان از سازمان از منظر شیوه‌ها، رویه‌ها، خط‌مشی‌ها، پاداش‌ها، روال‌ها و سایر عوامل درک می‌کنند ]60[. جوسازمانی به‌عنوان یکی از مهم‌ترین عوامل مؤثر بر محیط کار تلقی می‌شود که تأثیر مستقیمی بر رفتار کارکنان دارد ]26[.  جوسازمانی مفهومی است که اهداف سازمان و چگونگی دستیابی به این اهداف را تعریف می‌کند ]16[. جو اخلاقی مربوط به ارزش‌ها و باورهایی است که ظاهری نیستند، اما در رفتار کارکنان وجود دارند. مفهوم جو اخلاقی را می‌توان به‌عنوان اشکال معمول احساسات و رفتار افراد مرتبط با محیط کار تعریف کرد ]30[. جو منفی به فرد این امکان را می‌دهد که رویه‌های سلامت اداری را در محل کار نقض کند ]28[. البته جو مثبت می‌تواند سطح التزام کارکنان بالا ببرد و موجب بهبود سلامت اداری گردد ]15[.

جو اخلاقی بیان می‌کند که رفتارهای صحیح چیست و چگونه مسائل اخلاقی باید در سازمان‌ها رسیدگی شوند ]58[. جو اخلاقی یک سازمان شامل ارزش‌ها و باورهای هنجاری مشترک در مورد مسائل اخلاقی است. مشابه رهبری اخلاقی، جو اخلاقی نیز تأثیر قابل‌توجهی بر رفتار اخلاقی کارکنان دارد ]20[. جو اخلاقی به ادراکات مشترک پایدار، معنادار و روان‌شناختی اشاره دارد و به‌شدت با درستکاری، وظیفه‌شناسی و اصول اخلاقی مرتبط است ]60[.

سازمان برای تحقق اهداف و مقاصد از پیش تعریف شده خود باید جو اخلاقی داشته باشد ]28،30[؛ در غیر این صورت مفهوم یا عنصر سلامت سازمانی وجود نخواهد داشت و به اهداف خاص خود دست نخواهد یافت ]16[. مطالعات گذشته نشان می‌دهد که جو اخلاقی بر سلامت اداری تأثیر مثبت دارد ]33[.

یک جو اخلاقی مساعد که توسط کارکنان درک می‌شود می‌تواند رابطه متقابل مثبت را تقویت کند و در بین اعضای سازمان، بر نگرش‌ها و رفتارهای کارکنان تأثیر بگذارد ]60[. هنگامی‌که کارکنان درک کنند جو اخلاقی مناسبی در سیستم پاداش، قوانین و سیاست‌های سازمانی و فرآیند استخدام ایجاد شده است، احتمالاً خدمات بهتری ارائه می‌دهند و روابط خوبی با ارباب‌رجوع ایجاد می‌کنند ]42[. الحلبوسی و همکاران (2021) بر اساس نظریه تبادل اجتماعی و نظریه یادگیری اجتماعی، تأثیر جو اخلاقی بر رفتارهای اخلاقی کارکنان مورد بررسی قرار دادند و مشخص شد که رابطه مثبتی بین جو اخلاقی و رفتار اخلاقی کارکنان وجود دارد ]15[. با توجه به اهمیت بالقوه جو اخلاقی در شکل دادن به رفتارهای کارکنان و اینکه التزام کاری نسبت به رویه‌های سازمانی عمیقاً به جو اخلاقی وابسته است ]58[؛ بنابراین، می‌توان این فرضیه‌ها را مطرح کرد که:

فرضیه 5: جو اخلاقی بر افزایش التزام رفتاری کارکنان اثر دارد.

فرضیه 6: جو اخلاقی بر کاهش رفتارهای ضد سلامت اداری اثر دارد.

2-6  نقش التزام رفتاری در سلامت اداری

به عقیده باکر و همکاران (2008) التزام نیروی انسانی یک مسیر جدید و مهم برای مطالعات رفتار سازمانی مثبت‌گرا تلقی می‌شود ]21[. کاهن (1990) التزام را نوعی از کنترل اعضای سازمان بر نقش‌های کاری تعریف کرده است که افراد به‌طور جسمی، شناختی و هیجانی خود را در شغل درگیر می‌سازند ]35[. التزام دارای ابعاد رفتاری است و عامل اصلی اثربخشی و موفقیت سازمانی محسوب می‌شود. کارکنان با سطح التزام رفتاری بالا از منظر شناختی، عاطفی و اجتماعی با اهداف، مأموریت‌ها و چشم اندازهای سازمان ارتباط برقرار می‌کنند و همه تلاش خود را به‌منظور تحقق اهداف به کار می‌گیرند ]25[. هنگامی‌که کارکنان از سطح التزام بالایی برخوردار هستند، نه‌تنها وظایف شغلی خود را به نحو احسن انجام می‌دهند، بلکه فراتر از وظایف شغلی عمل می‌کنند ]35[. رهبران اخلاقی از طریق افزایش التزام رفتاری بر پیروان خود اثرگذارند. التزام رفتاری رویکردی الهام‌بخش شامل نشاط، فداکاری و مجذوب شدگی است ]20[. رهبران با برانگیختن احساسات پویا التزام رفتاری را تحریک می‌کنند ]14[ و سطح انرژی، فداکاری و اشتیاق آن‌ها به کار را افزایش می‌دهند ]20[.

زهاری و همکاران (2021) رابطه بین فرهنگ اخلاقی و رفتارهای ضد سلامت را با نقش جوسازمانی سالم در بخش ادارات دولتی مالزی بررسی کردند و نشان دادند که فرهنگ اخلاقی اثر مثبتی بر جوسازمانی سالم و تأثیر منفی بر رفتارهای ضد سلامت دارد ]60[. همودا و همکاران (2021) نیز در یک مطالعه تطبیقی به بررسی رابطه بین رهبری اخلاقی، جو اخلاقی و رفتارهای ضد سلامت دولت محلی دو کشور عربستان سعودی و مالزی پرداختند و نشان دادند که رابطه بین رهبری اخلاقی و رفتارهای سلامت برای مالزیایی‌ها معنی‌دار نیست. در مقابل، نتایج متفاوتی در رابطه بین رهبری اخلاقی و نقض سلامت در عربستان وجود دارد و این رابطه منفی معنادار است. از سویی دیگر جو اخلاقی به‌طور منفی و قابل‌توجهی بر نقض سلامت برای مالزی و عربستان تأثیرگذار است ]33[. ازاین‌رو، می‌توان گفت که بین رهبری اخلاقی، فرهنگ اخلاقی، جو اخلاقی و التزام کاری یک رابطه معناداری وجود دارد ]19[ و جملگی می‌توانند بر کاهش میزان رفتارهای ضد سلامت اداری مؤثر باشند؛ بنابراین، می‌توان این فرضیه‌ها را مطرح کرد که:

فرضیه 7: التزام رفتاری بر کاهش رفتارهای ضد سلامت اداری اثر دارد.

فرضیه 8: التزام رفتاری میانجی کننده رابطه بین رهبری اخلاقی و کاهش رفتارهای ضد سلامت اداری است.

فرضیه 9: التزام رفتاری میانجی کننده رابطه بین فرهنگ اخلاقی و کاهش رفتارهای ضد سلامت اداری است.

فرضیه 10: التزام رفتاری میانجی کننده رابطه بین جو اخلاقی و کاهش رفتارهای ضد سلامت اداری است.

با توجه به توسعه فرضیه‌های مطرح شده و مبتنی بر نظریه‌های رهبری اخلاقی، فرهنگ اخلاقی و جو اخلاقی می‌توان شکل (1) را به‌عنوان یک مدل ساختاری برای تأثیر پیشایندهای اخلاقی بر التزام رفتاری و کاهش میزان رفتارهای ضد سلامت اداری مطرح کرد.

 

شکل (1) مدل مفهومی (زهاری و همکاران، 2021؛ همودا و همکاران، 2021)

3-                      روش‌شناسی تحقیق

محققان برای هر مطالعه علمی، با توجه به اهداف در نظر گرفته‌شده از یک روش منطقی استفاده می‌کنند. هدف این پژوهش طراحی و آزمون مدل پیش­آیندهای اخلاقی مؤثر بر کاهش رفتارهای ضد سلامت اداری است؛ بر این اساس تحقیق حاضر از نظر هدف در زمره پژوهش‌های کاربردی قرار دارد. از نظر شیوه گردآوری داده‌ها، یک مطالعه توصیفی-همبستگی است؛ چون روابط بین متغیرها در نمونه موردمطالعه (آموزش‌وپرورش) توصیف می‌شود. به لحاظ قلمرو زمانی، یک پیمایشِ مقطعی است که با رویکرد کمّی انجام شده است.

جامعه آماری پژوهش شامل 502 نفر از مدیران و کارکنان آموزش‌وپرورش شهر قزوین هستند. اگرچه متناسب با فرمول کوکران حداقل حجم نمونه برای جامعه آماری، 218 نفر است؛ اما با توجه به مشکلات قواعد سرانگشتی ]32[، حجم نمونه برای این تحقیق با استفاده از روش مبتنی بر توان آزمون و استفاده از نرم‌افزار G-Power تعیین شده است ]3[. بر این اساس، حجم نمونه با در نظر گرفتن سطح خطای 5 درصد و حداقل توان آزمون 80 درصد و مبتنی بر 4 متغیر پیش‌بینی کننده (رهبری اخلاقی، فرهنگ اخلاقی، جو اخلاقی و التزام رفتاری) محاسبه شد که 216 نفر می‌شود و نتایج در شکل (2) به‌عنوان خروجی نرم‌افزار قابل مشاهده است.

به‌منظور اطمینان بیشتر تعداد 230 پرسشنامه توزیع شد که 228 نفر به سؤالات نظرسنجی پاسخ دادند و پس از حذف داده‌های ناقص، نهایتاً 220 مورد از آن‌ها مبنای تجزیه‌وتحلیل قرار گرفتند. با توجه به اینکه نرخ بازگشت پرسشنامه باید حداقل 65 درصد باشد تا روایی فرآیند نظرسنجی تائید شود؛ در این پژوهش نرخ برگشت‌پذیری پرسشنامه 5/95 درصد بوده که نشان از معتبر بودن فرایند نظرسنجی است.

 

شکل (2) برآورد حجم نمونه پژوهش با نرم‌افزار G-Power

برای سنجش متغیرهای تحقیق از پرسشنامه با سؤالات استاندارد استفاده شد. پرسشنامه تدوین شده برای این پژوهش ​​شامل 44 سؤال است؛ رهبری اخلاقی با اقتباس از مطالعه کالشون و همکاران (2011) شامل سه مؤلفه تسهیم قدرت، رهنمودهای اخلاقی و انصاف با 10 سؤال است ]37[ که در تحقیق حمودا و همکاران (2021) اعتبارسنجی شده است ]33[؛ فرهنگ اخلاقی از منظر نوولسکایت⁵ (2014) شامل 8 سنجه وضوح، تناسب سرپرستان، تناسب مدیریت، امکان‌سنجی، حمایت پذیری، شفافیت، بحث پذیری و تحریم پذیری است. وضوح بیانگر انتظارات صریح از اقدام اخلاقی کارکنان است؛ تناسب سرپرستان و مدیریت بیانگر الگوبرداری کارکنان از فضائل سرپرستان و مدیران است؛ امکان‌سنجی بیانگر تخصیص منابع برای پیروی کارکنان از انتظارات هنجاری است؛ حمایت پذیری بیانگر تشویق سازمانی برای پیروی از هنجارها است؛ شفافیت بیانگر درجه‌ای است که پیامدهای رفتار اخلاقی یا غیراخلاقی کارکنان توسط آن‌ها و همکاران درک می‌شود؛ بحث پذیری بیانگر ایجاد فرصت برای روابط باز کارکنان و صمیمیت داشتن در مواجهه با مسائل اخلاقی و قابلیت مباحثه در مورد ارزش‌های سازمانی است؛ تحریم پذیری بیانگر درجه‌ای است که کارکنان مجازات‌های در نظر گرفته شده سازمان برای رفتارهای غیراخلاقی را درک می‌کنند ]45،60[. جو اخلاقی با اقتباس از زهاری و همکاران (2019) شامل 3 مؤلفه صداقت (فقدان تضاد میان افکار، الفاظ و اعمال کارکنان و شفافیت عملکردی آن‌ها)، وظیفه‌شناسی (رعایت نظم و انضباط و خویشتن‌داری در انجام کارها با تصمیم‌گیری منطقی و مدبرانه) و اصولگرایی (پایبندی به ارزش‌های بنیادین و رسالت سازمانی) و 9 سؤال است ]60[؛ التزام رفتاری مبتنی بر نظر شوفلی و همکاران (2006) شامل دو مؤلفه فداکاری و مجذوب شدگی و 8 سؤال است ]52[ و برای اندازه‌گیری رفتارهای ضد سلامت اداری از پرسشنامه تحقیق کولتهوف و همکاران (2015) با 9 سؤال استفاده شده است که گویه­های رشوه دادن یا رشوه گرفتن، خویشاوندسالاری و باندبازی، دست‌کاری اطلاعات و تقلب، هدیه یا تخفیف غیرمتعارف، منفعت‌طلبی از منابع، سوءاستفاده از اختیارات سازمانی، افشای اطلاعات محرمانه، تبعیض بین کارکنان، اتلاف منابع سازمانی را شامل می‌شود ]40[.

فراوانی رفتارهای ضد سلامت اداری با استفاده از مقیاس پنج درجه‌ای مشتمل بر امتیاز 1 (هرگز) تا امتیاز 5 (خیلی اوقات) اندازه‌گیری شد. پیشایندهای اخلاقی (رهبری اخلاقی، فرهنگ اخلاقی و جو اخلاقی) و التزام رفتاری نیز در مقیاس پنج‌درجه‌ای با امتیاز 1 (کاملاً مخالفم) تا امتیاز 5 (کاملاً موافقم) اندازه‌گیری شده است.

داده‌ها با نظرسنجی آنلاین، ایمیل و تحویل دستی جمع‌آوری شد و فرآیند جمع‌آوری داده‌ها، 35 روز طول کشید. شرکت‌کنندگان در نظرسنجی متشکل از 72 نفر (33 درصد) مدیر و 146 نفر (67 درصد) کارمندان آموزش‌وپرورش شهر قزوین بودند.

سنجش متغیرها در صورتی قابل‌اعتماد است که نتایج ثابتی ارائه دهد؛ بنابراین از رایج‌ترین روش آزمون پایایی (ضریب آلفای کرونباخ) استفاده شد؛ بنابراین قبل از توزیع کامل پرسشنامه‌ها، یک پیش‌آزمون برای ارزیابی سازگاری درونی با استفاده از 30 مورد نظرسنجی انجام شد که ضریب آلفای کرونباخ در جدول (1) گزارش شده است. ارزش آلفای کرونباخ برای رهبری اخلاقی 832/0 است که نشان‌دهنده ثبات عالی است. درحالی‌که مقادیر آلفای کرونباخ برای فرهنگ اخلاقی، جو اخلاقی، التزام رفتاری و رفتارهای ضد سلامت اداری به ترتیب 786/0 و 865/0 و 849/0 و 853/0 بوده که نشان‌دهنده سازگاری خوب است.

برای روایی محتوایی نیز، از سه خبره دانشگاهی دعوت شد تا پرسشنامه را بررسی و ارزیابی کنند تا اطمینان حاصل شود که سؤالات پرسشنامه متناسب با سازه و اهداف تحقیق هستند.

جدول (1): نتایج تحلیل پایایی (سازگاری درونی) پرسشنامه پژوهش

سازه‌های تحقیق	تعداد سؤالات	منبع پرسشنامه	ضریب آلفای کرونباخ
رهبری اخلاقی	10	]33و37[	832/0
فرهنگ اخلاقی	8	]45و60[	786/0
جو اخلاقی	9	]60[	865/0
التزام رفتاری	8	]52[	849/0
رفتارهای ضد سلامت اداری	9	]40[	853/0

علاوه بر سنجش پایایی آلفای کرونباخ، اعتبار همگرا که بیانگر ارزیابی میزان همبستگی شاخص‌های چندگانه در هر یک از سازه‌ها است ]31[؛ توسط سنجش بارهای عاملی، پایایی ترکیبی (CR) و میانگین واریانس استخراج شده (AVE) و استفاده از مدل‌سازی معادلات ساختاری مورد ارزیابی قرار گرفت. در پژوهش حاضر از رویکرد حداقل مربعات جزئی (PLS) برای تجزیه‌وتحلیل داده‌ها استفاده شده است که برای بررسی مجموعه‌ای از روابط با سازه‌های چندگانه و با نقش‌های متنوع پیشنهاد شده است ]46[.

4-                      تجزیه‌وتحلیل داده‌ها

تحلیل و مقایسه میانگین­ها بر اساس آزمون تی تک نمونه‌ای در سطح خطای 5 درصد و با ارزش آزمون (3n=) انجام شد که نتایج در جدول (2) گزارش شده است.

جدول (2) نتایج آزمون تی تک نمونه‌ای برای مقایسه میانگین متغیرها

متغیرها	میانگین	آماره تی	سطح معناداری	اختلاف میانگین	حد پائین	حد بالا
رهبری اخلاقی	475/3	74/9	009/0	513/0	424/0	594/0
فرهنگ اخلاقی	344/3	98/8	011/0	861/0	758/0	890/0
جو اخلاقی	620/3	48/11	004/0	357/0	269/0	481/0
التزام رفتاری	371/3	93/9	017/0	239/0	176/0	305/0
رفتارهای ضد سلامت اداری	893/2	52/1	0641/0	198/0	031/0-	117/0

بر اساس نتایج به‌دست‌آمده، آماره آزمون همه متغیرهای پیش‌بینی کننده، بیشتر از 96/1 و سطح معناداری آن‌ها کمتر از 05/0 است؛ از سویی دیگر حدود پائین و بالا برای همه متغیرهای پیش‌بینی کننده مثبت به‌دست‌آمده است؛ بنابراین می‌توان استنباط کرد که میانگین همه متغیرهای پیش‌بینی کننده در نمونه موردمطالعه بیشتر از حد متوسط است؛ اما آماره آزمون میانگین رفتارهای ضد سلامت اداری کمتر از 96/1 شده و سطح معناداری آن نیز بیشتر از 05/0 می‌باشد؛ از طرفی حد پائین منفی و حد بالای مثبت بیانگر این واقعیت است که در نمونه موردمطالعه رفتارهای ضد سلامت اداری کمتر از حد متوسط (ارزش 3) می‌باشد.

4-1 مدل اندازه‌گیری پژوهش

در این پژوهش مدل اندازه‌گیری توسط شاخص‌های روایی و پایایی مورد ارزیابی قرار گرفتند و پس از حذف سؤالاتی که بارهای عاملی حدنصاب را کسب نکرده‌اند، مدل با در نظر گرفتن سؤالات تائید شده وارد مرحله تحلیل مسیر و مدل ساختاری شده است. شکل (3) خروجی نرم‌افزار برای مدل اندازه‌گیری است. آنچه مشخص است، بارهای عاملی برای همه سازه‌ها بیشتر از 6/0 و ضرایب معناداری نیز بیشتر از 96/1 شده است. از طرفی مطابق اطلاعات جدول (3) ضرایب آلفای کرونباخ و پایایی ترکیبی (CR) نیز برای هرکدام از سازه‌ها بیشتر از 7/0 است و میانگین واریانس استخراج‌شده (AVE) از آستانه 50/0 بیشتر است؛ بنابراین همگن بودن مدل و روایی همگرا، مورد تائید می‌باشد.

 

---

[1]  Universität Passau

[2]  Integrity

[3]  Argyris

[4]  Bennis

[5]  Novelskaite

 

شکل (3) مدل اندازه‌گیری در حالت تخمین ضرایب استاندارد و ضرایب معناداری

 

مرحله بعد برای روایی سنجی مدل اندازه‌گیری، سنجش روایی واگرا یا همان اعتبار افتراقی است که نتایج در جدول (3) گزارش شده است. بر اساس ایده فورنل و لارکر (۱۹۸۱) چنانچه مقادیر به‌دست‌آمده برای مجذور همبستگی بین متغیرها با سایر عوامل کمتر از جذر AVE باشد؛ روایی واگرا قابل‌قبول است ]46[. همان‌گونه که نتایج نشان می‌دهد مقادیر قطر اصلی ماتریس (جذر AVE برای هر سازه) بیشتر از ضرایب همبستگی بین سازه‌ها است؛ بنابراین روایی واگرای مدل اندازه‌گیری تائید شده است.

 

جدول (3): روایی همگرا و اعتبار افتراقی برای مدل اندازه‌گیری

متغیرها	آلفای  کرونباخ	پایایی ترکیبی	ضریب همبستگی (rho-A)	شاخص AVE	رهبری اخلاقی	فرهنگ اخلاقی	جو اخلاقی	التزام رفتاری	رفتارهای ضد سلامت اداری
رهبری اخلاقی	840/0	874/0	866/0	602/0	734/0
فرهنگ اخلاقی	745/0	815/0	772/0	565/0	672/0	812/0
جو اخلاقی	880/0	904/0	881/0	611/0	616/0	696/0	803/0
التزام رفتاری	852/0	885/0	853/0	591/0	691/0	672/0	760/0	781/0
رفتارهای ضد سلامت اداری	856/0	886/0	866/0	568/0	593/0	579/0	680/0	697/0	766/0

 

 

هنسلر و همکاران (2015) معیار جدیدتری نسبت به روش فورنل و لارکر (۱۹۸۱) برای روایی واگرای مدل اندازه‌گیری تحت عنوان نسبتHTMT معرفی کرده است. زمانی که این معیار برای هر کدام از سازه‌ها کمتر از 9/0 باشد روایی واگرا قابل‌پذیرش است ]31،34[.

 اطلاعات جدول (5) معیار HTMT را برای هر کدام از سازه‌ها نشان می‌دهد که اعداد قطر اصلی کمتر از 9/0 شده و قابل‌پذیرش است.

جدول (5): روایی همگرای مدل اندازه‌گیری مطابق نسبت HTMT

متغیرها	رهبری  اخلاقی	فرهنگ  اخلاقی	جو  اخلاقی	التزام  رفتاری	رفتار ضد سلامت
رهبری اخلاقی	-
فرهنگ اخلاقی	897/0	-
جو اخلاقی	887/0	849/0	-
التزام رفتاری	815/0	839/0	864/0	-
رفتارهای ضد  سلامت اداری	661/0	781/0	742/0	805/0	-

با توجه به اینکه شاخص‌های برازش مدل اندازه‌گیری شامل بارهای عاملی بیشتر از 6/0، ضرایب آلفای کرونباخ و پایایی ترکیبی بیشتر از 7/0، میانگین واریانس استخراج‌شده (AVE) بیشتر 50/0، روایی واگرای فورنل و لارکر (۱۹۸۱) و معیار HTMT قابل‌پذیرش و مورد تائید قرار گرفته‌اند، بدین سبب می‌توان با تحلیل مدل ساختاری و شاخص‌های برازش آن، به بررسی روابط بین سازه‌های مدل (ضرایب مسیر) و تائید یا رد فرضیه‌های تبیین شده پرداخت.

4-2 مدل ساختاری پژوهش

پس از بررسی و تائید مدل اندازه‌گیری، گام بعدی ارزیابی و بررسی روابط بین متغیرهای پنهان در مدل ساختاری است که با استفاده از ضرایب مسیر، ضرایب تعیین (R2)، اندازه اثر (f2) و شاخص‌های برازش مدل (معیار Q2، شاخص‌های SRMR، NFI) تحلیل و تفسیر شده است. شکل (4) ترسیمی از مدل ساختاری پژوهش حاضر و مبتنی بر خروجی مرحله بوت استراپینگ در نرم‌افزار اسمارت پی ال اس است.

 

شکل (4) مدل ساختاری و روابط مسیر بین سازها برای تحلیل فرضیه‌ها

قبل از تحلیل روابط بین سازه‌های مدل ساختاری، ابتدا شاخص‌های برازش و کیفیت مدل ارزیابی شده و سپس تحلیل فرضیه‌ها انجام می‌شود. ضریب تعیین (R2) اولین معیار سنجش مدل ساختاری است و درجه‌ای را نشان می‌دهد که متغیرهای نهفته برون‌زا میزان تغییر در متغیرهای درون‌زا را تبیین می‌کنند ]32[. محققان معتقدند که R2 میزان پیش‌بینی کنندگی هر کدام از متغیرهای وابسته را نشان می‌دهد و به‌طورکلی مقدار R2 برای متغیرهای درون‌زا نباید کم‌تر از 10/0 باشد ]31[ از طرفی مطابق نظر چین (1998) مقادیر R2 قابل‌پذیرش برای مدل ساختاری در سه دسته قوی (بیشتر از 67/0)، متوسط (بین 33/0 تا 67/0) و ضعیف (بین 19/0 تا 33/0) طبقه‌بندی می‌شوند. در این پژوهش، مقادیر R2 برای هرکدام از متغیرهای درون­زا در جدول (6) گزارش شده است و نشان می‌دهد که التزام رفتاری دارای ضریب 518/0 و رفتارهای ضد سلامت اداری ضریب 623/0 را کسب کرده‌اند؛ بنابراین پیشایندهای معرفی شده توانسته‌اند بالغ‌بر 3/62 درصد از واریانس رفتارهای ضد سلامت اداری را تبیین کنند که میزان قابل‌توجهی است.

معیار بعدی برای برازش مدل ساختاری، شاخص پیش‌بینی کنندگی Q2 است که قدرت پیش‌بینی مدل در سازه‌های درون‌زا را مشخص می‌سازد. چنانچه مقادیر شاخص Q2 مثبت باشند؛ مدل برازش خوبی داشته و از قدرت پیش‌بینی کنندگی مناسبی برخوردار است (هنسلر و همکاران، 2015). مقادیر Q2 برای تحقیق حاضر در جدول (6) گزارش شده است که همگی بالاتر از صفر هستند؛ بنابراین مدل ارائه شده دارای قدرت پیش‌بینی کنندگی قابل‌قبولی است. درنهایت اندازه اثر (F2) برای هر کدام از سازه‌های مستقل برون‌زا مطابق نظر کوهن (1988) برای مدل ساختاری بررسی شده است. مقادیر F2 قابل‌پذیرش برای مدل ساختاری باید بیشتر از 02/0 باشد. مقادیر ۰٫۰۲، ۰٫۱۵ و ۰٫۳۵ به ترتیب نشانگر اندازه تأثیر کوچک، متوسط و بزرگ است ]31[. مقادیر F2 برای متغیرهای پیش‌بینی کننده مدل ساختاری نیز در جدول (6) گزارش شده است.

جدول (6): شاخص‌های R2، Q2، F2 و معیارهای برازش مدل ساختاری

متغیرها	شاخص  R2	شاخص  Q2	اندازه اثر F2 هر مسیر
			التزام رفتاری	رفتارهای ضد  سلامت اداری
رهبری اخلاقی	-	-	127/0	156/0
فرهنگ اخلاقی	-	-	176/0	143/0
جو اخلاقی	-	-	351/0	074/0
التزام رفتاری	518/0	349/0	-	246/0
رفتارهای ضد  سلامت اداری	623/0	411/0	-	-
میانگین	570/0	380/0	NFI =937/0	SRMR = 059/0

نتایج معیارهای برازش کلیّت مدل (SRMR، NFI) در جدول (6) گزارش شده‌اند. شاخص SRMR بین صفر تا یک تغییر می‌کند و هرچه به صفر نزدیک‌تر باشد نیکوئی برازش مدل بالاتر است. برای مدل‌هایی با برازش خوب این مقدار زیر 05/0 است و برخی محققان مقادیر کمتر از 08/0 را نیز برای مدل‌های ساختاری مورد پذیرش می‌دانند ]32[. در این پژوهش شاخص SRMR مقدار 059/0 است. از سویی دیگر، شاخص NFI که شاخص بنتلر-بونت نامیده می‌شود برای مقادیر بالای 90/0 قابل‌پذیرش است ]27[ و برای مدل ساختاری این پژوهش مقدار 937/0 به دست آمده است. با توجه به اینکه شاخص‌های R2، Q2، F2 و معیارهای برازش کلی مدل موردپذیرش قرار گرفته‌اند؛ بنابراین می‌توان به تحلیل مسیر برای آزمون فرضیه‌ها پرداخت.

4-3 نتایج آزمون فرضیه‌های پژوهش

برای ارزیابی روابط بین سازه‌های مدل ساختاری و آزمون فرضیه‌های پژوهش از روش بوت استرپینگ در نرم‌افزار اسمارت پی ال اس استفاده شده است. نتیجه تحلیل فرضیه‌های اول تا هفتم با اثر مستقیم بین متغیرها با نشانگرهای ضرایب مسیر، اندازه اثر F2 و مقدار آماره T در جدول (7) آمده است که متناسب با مسیرهای مستقیم نمایان شده در شکل (3) است.

 

جدول (7) نتایج آزمون فرضیه‌های پژوهش با اثرگذاری مستقیم بین سازه‌ها

فرضیه	روابط بین متغیرها	ضریب مسیر	اندازه اثر F2	آماره تی	نتیجه فرضیه
H1	رهبری اخلاقی ¬ التزام رفتاری	172/0	127/0	056/2	پذیرش فرضیه
H2	رهبری اخلاقی ¬ رفتار ضد سلامت اداری	263/0-	156/0	567/3	پذیرش فرضیه
H3	فرهنگ اخلاقی ¬ التزام رفتاری	265/0	176/0	766/3	پذیرش فرضیه
H4	فرهنگ اخلاقی ¬ رفتار ضد سلامت اداری	255/0-	143/0	742/2	پذیرش فرضیه
H5	جو اخلاقی ¬ التزام رفتاری	425/0	351/0	819/4	پذیرش فرضیه
H6	جو اخلاقی ¬ رفتار ضد سلامت اداری	226/0-	074/0	83/2	پذیرش فرضیه
H7	التزام رفتاری ¬رفتار ضد سلامت اداری	397/0-	246/0	863/5	پذیرش فرضیه

 

 

همان‌طور که اشاره شد فرضیه‌های اول تا هفتم با توجه به روابط مستقیم در شکل (3) و ضرایب مسیر، اندازه اثر F2 و مقدار آماره T قابل‌بررسی و ارزیابی هست؛ اما برای فرضیه‌های هشتم تا دهم به‌منظور تحلیل اثر میانجی، ابتدا با روش بوت استراپینگ در نرم‌افزار اسمارت پی ال اس ضریب مسیر مستقیم، ضریب مسیر میانجی، ضریب تأثیر کل و آماره آزمون را استخراج کرده و سپس برای شدت تأثیر میانجی از آزمون شمول واریانس (VAF) با محاسبه درصد نسبت اثر میانجی به اثر کل بهر گرفته شده است ]31[. سه گام متوالی برای بررسی تحلیل اثر میانجی به‌طور خلاصه در جدول (8) آمده است ]48[.

 

 

 

جدول (8): گام‌های لازم برای تحلیل اثر میانجی

گام	شرح اقدامات بررسی	نتیجه	نتیجه فرضیه
1	آزمون معنادار بودن اثر مستقیم بدون میانجی	اثر معنادار نیست	اثر میانجی وجود ندارد
		اثر معنادار است	رفتن به گام دوم
2	آزمون معنادار بودن اثر غیرمستقیم با میانجی	اثر معنادار نیست	اثر میانجی وجود ندارد
		اثر معنادار است	رفتن به گام سوم
3	آزمون شدت اثر میانجی با محاسبه VAF	VAF > 80%	میانجی کامل
		20% < VAF < 80%	میانجی جزئی
		VAF < 20%	اثر میانجی وجود ندارد

با توجه به گام‌های اشاره شده برای تحلیل اثر میانجی متناسب با آزمون شمول واریانس، چنانچه درصد نسبت اثر میانجی بر اثر کل برای هر فرضیه کمتر از 20% باشد؛ متغیر قابلیت اثر میانجی ندارد؛ اگر این نسبت بین 20% تا 80% باشد، نشانگر میانجی‌گری جزئی است و چنانچه این نسبت بیشتر از 80% حاصل شود؛ نمایانگر یک اثر میانجی کامل و قوی است ]31،48[. نتایج تحلیل اثر میانجی برای فرضیه‌های هشتم تا دهم در جدول (9) گزارش شده است.

 

جدول (9): نتایج آزمون فرضیه‌های پژوهش با تحلیل اثر میانجی

فرضیه	روابط بین متغیرها	اثر مستقیم	اثر میانجی	اثر کل	آماره آزمون	شمول واریانس	نتیجه فرضیه	تفسیر فرضیه
H8	رهبری اخلاقی ¬ التزام رفتاری ¬ رفتار ضد سلامت اداری	263/0-	068/0-	331/0-	023/2	5/20%	پذیرش	میانجی جزئی
H9	فرهنگ اخلاقی ¬ التزام رفتاری ¬ رفتار ضد سلامت اداری	255/0-	105/0-	360/0-	261/2	17/29%	پذیرش	میانجی جزئی
H10	جو اخلاقی ¬ التزام رفتاری ¬ رفتار ضد سلامت اداری	226/0-	169/0-	395/0-	745/2	8/42%	پذیرش	میانجی جزئی

 

 

همان‌گونه که در جدول (9) مشخص است؛ ضمن آنکه ضرایب مسیر برای هر سه فرضیه تبیین‌کننده میانجی بیشتر از 96/1 شده، همچنین شمول واریانس برای همه فرضیه‌ها بین 20% تا 80% می‌باشد؛ بنابراین با اطمینان می‌توان نتیجه گرفت که اثر میانجی جزئی و قابل‌پذیرش برای فرضیه‌های هشتم تا دهم وجود دارد.

تحلیل نقشه اهمیت-عملکرد برای تبیین عملکرد یک متغیر پنهان در مدل پژوهش استفاده می‌شود؛ با تمرکز بر این نکته که بهبود عملکرد آن دسته از متغیرهایی که از اهمیت بالایی برخوردار هستند و عملکرد آن متغیر در جامعه موردمطالعه نسبتاً پایین است، ترجیحات محقق و مدیران برای نتیجه‌گیری‌ها و لحاظ کردن آن در تصمیم‌گیری‌های مدیریتی حائز اهمیت است ]32[. نقشه اهمیت-عملکرد در این پژوهش با محوریت متغیر رفتارهای ضد سلامت اداری در شکل (5) آمده که خروجی نرم‌افزار اسمارت پی ال اس است. با توجه به میزان اثرگذاری هرکدام از متغیرهای پنهان بر رفتارهای ضد سلامت اداری، می‌توان گفت که التزام رفتاری بیشترین اهمیت را با ضریب 397/0 برای کاهش رفتارهای ضد سلامت اداری دارد و وضعیت سازمان آموزش‌وپرورش قزوین تا حدودی خوب (62 درصد) است؛ جو اخلاقی با ضریب کل 395/0 دومین اولویت و اهمیت را دارد؛ ضمن آنکه وضعیت در آموزش‌وپرورش قزوین وضعیت خوب (78 درصد) را نشان می‌دهد. رتبه سوم به لحاظ اهمیت مربوط به فرهنگ اخلاقی است که ضریب 360/.0 را کسب کرده و در جامعه موردمطالعه وضعیت نسبتاً خوب (64 درصد) است. درنهایت رهبری اخلاقی با ضریب 331/0 چهارمین عامل مؤثر بر کاهش رفتارهای ضد سلامت اداری است که وضعیت در جامعه موردمطالعه خوب ارزیابی می‌شود.

 

 

شکل (5) :نقشه اهمیت- عملکرد متغیرهای اثرگذار بر رفتارهای ضد سلامت اداری

 

با توجه به یافته‌های تحقیق حاضر و پذیرش 10 فرضیه تبیین شده و شدت تأثیر میانجی متغیرهای مدل، می‌توان گفت که کاهش میزان رفتارهای ضد سلامت اداری در آموزش‌وپرورش به‌شدت وابسته به چهار مقوله التزام رفتاری، جو اخلاقی، فرهنگ اخلاقی و رهبری اخلاقی است؛ به‌نحوی‌که بالغ‌بر 3/62 درصد از تغییرات رفتاری کارکنان و مدیران مربوط به این چهار عامل می‌شود.

5-                      نتيجه­گیری

یکی از عوامل مهم و بسترساز تحقق اهداف و برنامه‌های توسعه و موفقیت بلندمدت هر سازمان، کارآمدی نظام اداری است و برای بقا و رشد بلندمدت در محیط‌های با عدم قطعیت و پیچیدگی‌های بالا، توجه به سلامت اداری اهمیت دارد. سازمان‌های با سلامت اداری مطلوب از همه منابع و عوامل سازمانی برای تأمین اهداف بهره می‌برند و قادر هستند سوء رفتارها و هنجارشکنی‌های اداري را سریعاً شناسایی کرده و تدابیر به هنگام براي آن‌ها اتخاذ کنند. امروزه سیاست‌گذاران و مدیران نظام آموزشی در سراسر جهان نسبت به پدیده رفتارهای ضد سلامتی اداری ابراز نگرانی دارند و تحقیقات پیشین نشان‌دهنده فراگیر بودن این پدیده در بخش آموزشی است و نظام آموزشی کشور ایران نیز با توجه به رتبه بالای فساد درک شده در سال 2022، از این قاعده مستثنا نیست. اگرچه تحقیقات گذشته عوامل مؤثر بر فساد اداری و یا مؤلفه‌های سلامت اداری را در سازمان‌های مختلف بررسی کرده‌اند؛ با این وصف رفتار­های ضد سلامت اداری که جنبه رفتار فردی و سازمانی را دربرمی‌گیرد، از چشم محققان مغفول مانده است؛ درحالی‌که این نوع رفتار­های ضد سلامت اداری در محیط آموزشی بسیار شیوع دارد و شناسایی میزان اثرگذاری پیشایندهای مؤثر بر رفتارهای ضد سلامت اداری یک مطالعه ضروری در نظام آموزشی است؛ بنابراین، در پژوهش حاضر، مدلی برای شناخت پیشایندهای اخلاقی مؤثر بر کاهش رفتارهای ضد سلامت اداری در نظام آموزشی بر اساس توسعه فرضیه‌ها و رویکرد مدل‌سازی معادلات ساختاری طراحی و آزمون شد.

یافته‌های پژوهش نشان می‌دهد رهبری اخلاقی، فرهنگ اخلاقی و جو اخلاقی مستقیماً بر کاهش رفتارهای ضد سلامت اداری اثر منفی دارند. ازاین‌رو، رهبری مبتنی بر ارزش‌های اخلاقی و رعایت استانداردها و رویه‌های اخلاقی در بستر حمایت‌های مدیران به‌واسطه مشوق‌ها و انگیزاننده‌ها می‌تواند میزان رفتارهای ضد سلامت اداری و ارتکاب رفتارهای انحرافی را کاهش دهد. یافته‌ها حاکی از آن است که رهبری اخلاقی، فرهنگ اخلاقی و داشتن جو محیطی سالم نه‌تنها مستقیماً باعث کاهش رفتارهای ضد سلامت اداری می‌شود، بلکه به‌واسطه اثر میانجی التزام رفتاری، می‌تواند ضمن پایبندی و فداکاری بیشتر کارکنان، آن‌ها را نسبت به کارشان مجذوب کرده و میزان رفتارهای انحرافی و ضد سلامت اداری را به میزان قابل‌توجهی پائین بیاورد؛ بنابراین بهتر است ارزش‌های مثبت مانند صداقت، انصاف، فداکاری و پایبندی در سازمان به‌منظور بهبود سطوح سلامت اداری ترویج شود.

مدیران باید با ترویج اقداماتی مانند شفافیت و حمایت‌های اخلاقی، سطوح کلی جو اخلاقی را بهبود بخشیده و انگیزه‌های ایجاد محیطی سرشار از صداقت را به‌منظور کاهش میزان رفتارهای ضد سلامت اداری فراهم سازند. رهبران می‌توانند فرهنگ اخلاقی مثبت را از طریق تبدیل‌شدن به یک مربی یا الگوی اخلاقی نشان دهند. هنگامی‌که افراد به‌شدت به حفظ ارزش‌ها و هنجارهای سازمان متعهد باشند، میزان التزام رفتاری آن‌ها افزایش می‌یابد و به‌گونه‌ای رفتار می‌کنند که باارزش‌ها و هنجارهای سازمانی هماهنگ باشند. بدین‌جهت، کمتر درگیر رفتارهای غیراخلاقی و ضد سلامت اداری می‌شوند.

یک پیشنهادات عملی برای تقویت التزام رفتاری و کاهش رفتارهای ضد سلامت اداری، اجرای برنامه‌های آموزشی اخلاقی برای کارکنان است. چنین برنامه‌هایی می‌تواند ارزش‌ها و هنجارهای سازمان را در قالب منشور اخلاقی آموزش دهد و راهنمایی‌هایی در مورد نحوه رسیدگی به معضلات اخلاقی، ارائه نماید. از سوی دیگر، ایجاد یک مکانیزم گزارش دهی به کارمندان این اجازه را می‌دهد تا هرگونه رفتارهای ضد سلامت اداری را به‌صورت ناشناس گزارش کنند. چنین مکانیزم‌هایی می‌تواند به کارکنان فرصتی برای ابراز نگرانی‌های اخلاقی ارائه دهد و به سازمان‌ها کمک می‌کند تا چالش‌های فعلی را قبل از تبدیل‌شدن به مشکلات بزرگ شناسایی و مرتفع سازند. سازمان‌ها می‌توانند به‌واسطه ایجاد فرصت‌هایی برای پیشرفت شغلی و مشارکت‌پذیری تصمیم‌گیری‌ها میزان التزام رفتاری و تعهد به ارزش‌ها و هنجارهای سازمان را تقویت کنند. ایجاد منشور اخلاقی- رفتاری که رفتار مورد انتظار کارکنان را مشخص سازد و راهنمایی‌هایی در مورد تصمیم‌گیری اخلاقی ارائه دهد، می‌تواند موجب کاهش رفتارهای ضد سلامت اداری گردد. بر این اساس آیین‌نامه مصوب در مورد رفتارهای غیراخلاقی باید به‌وضوح به همه کارکنان ابلاغ شود و از طریق آموزش و ارتباطات منظم تقویت گردد. در آیین‌نامه و منشور اخلاقی- رفتاری باید موضوعاتی مانند تضاد منافع، محرمانه بودن اطلاعات، رعایت قوانین و مقررات و گزارش دهی به‌موقع هرگونه ضد ارزش‌ها و همچنین عواقب نقض قوانین، مانند اقدامات انضباطی یا تخلفات اداری را پوشش دهد

این پژوهش علاوه بر ارائه یافته‌های جدید نظری و عملی، محدودیت‌هایی نیز دارد. به دلیل شرایط همه‌گیری ویروس کرونا، موانعی در گردآوری داده‌های تحقیق وجود داشت و زمان جمع‌آوری داده‌ها برای برآوردن نمونه موردنیاز طولانی شد. محدودیت دیگر مربوط به قلمرو زمانی و مکانی پژوهش است. این تحقیق می‌تواند در سایر سازمان‌های دولتی و دیگر بخش‌های جامعه‌ ارزیابی و توسعه یابد. مجموعاً 3/62 درصد از واریانس رفتارهای ضد سلامت اداری مربوط به متغیرهایی است که در پژوهش حاضر به آن‌ها توجه شده است؛ محققان آینده می‌توانند با مرور نظام‌مند ادبیات و یا مصاحبه‌های خبرگان، دیگر متغیرهای اثرگذار را شناسایی کرده و مدل مفهومی را توسعه دهند.

با توجه به اینکه در پژوهش حاضر از نظرسنجی به‌عنوان ابزار گردآوری داده استفاده شد، بینش‌هایی در مورد اینکه چرا رفتارهای ضد سلامت اداری در سازمان رخ می‌دهد، یافته‌های دقیق‌تری ارائه نمی‌دهد؛ بنابراین این محدودیت مانع درک عمیق‌تر از پدیده رفتارهای ضد سلامت اداری است و تحقیقات آینده می‌توانند از رویکرد کیفی مبتنی بر مصاحبه‌های عمیق نیز استفاده کنند.

منابع و مأخذ

[1]       ایمانی، حسین. قلی پور، آرین. آذر، عادل. پورعزت، علی اصغر. (1399). تبیین شاخص‌های نظام آموزش منابع انسانی در راستای ارتقاء سلامت نظام اداری. آموزش و توسعه منابع انسانی 27(1)، 1-19.

[2]       جمشیدیان، محمد امین. میرسپاسی، ناصر. دانش فرد، کرم اله. (1399). طراحی الگوی شفافیت سازمانی در جهت سلامت نظام اداری. مدیریت استاندارد و کیفیت، 10(3)، 1-41.

[3]       دانایی فرد، حسن. ابدالی، رقیه. محمودی کوچکسرایی، علی اصغر. (1399). پژوهش‌های فساد و سلامت اداری در ایران: مرور دامنه‌ای (حیطه‌ای). دانش حسابرسی، ۲۰ (۷۹): ۲۱۸-۲۰۱

[4]       شکیبا، آتنا. مهربان قهفرخی، نگین. معدنی، جواد. (1399). نقش شبکه‌های خط‌مشی در ارتقای سلامت اداری سازمان‌های دولتی. مطالعات راهبردی سیاستگذاری عمومی، 10(36)، 70-95.

[5]       شیریان، هوشنگ. شاه طالبی، بدری. سعیدیان، نرگس. (1400). شناسایی مؤلفه‌های سلامت اداری به‌منظور ارائه الگوی ارتقاء سلامت اداری در نظام آموزشی دولتی ایران. نوآوری های مدیریت آموزشی، 16(4)، 108-120.

[6]       قائمی اصل مهدی، ولائی فیروز. (1399). بررسی تأثیر فساد اداری بر سلامت مالی در نظام بانکی ایران. پژوهشهای اقتصادی (رشد و توسعه پايدار)، ۲۰ (۲): ۲۱۲-۱۷۷.

[7]       کیا، فاطمه. هاشمی، سیداحمد. فاضل انواری یزدی، عباس. (1396). بررسی رابطه بین فرهنگ‌سازمانی و ناکارآمدی سلامت اداری در کارکنان مرکز بهداشت درمان لامرد. مجله علوم پزشکی رازی ۱۳۹۶; ۲۴ (۱۶۲): ۷۳-۶۵

[8]       معمارزاده طهران، غلامرضا. نجفی، مهناز. (1396). شناسایی عوامل اثرگذار بر تحول سلامت اداری. فصلنامه مدیریت توسعه و تحول، 1396(30)، 41-48.

[9]       موسوی نیا، سیدمحمدجواد. عاشقی، مصطفی. نعامی، عبدالزهرا. (1401). رابطه رهبری اخلاقی، هویت سازمانی و معنویت در محیط کار با رفتارغیر اخلاقی به نفع سازمان با میانجی گری رضایت شغلی در کارکنان دانشگاه شهیدچمران اهواز. دانش و پژوهش در روان شناسی کاربردی, 23(2), 215-225.

[10]       نامدار جویمی، احسان. روشن، سیدعلیقلی. یعقوبی، نور محمد. اورعی یزدانی، بدرالدین. (1400). طراحی الگوی توسعه التزام سرمایه انسانی برگرفته از قرآن و عترت. مدیریت دولتی, 13(1), 126-154.

[11]       نوروزی، نفیسه، تقی پوریان، محمدجواد، آقااحمدی، قربانعلی، و علیخانی، مرضیه. (1400). طراحی الگویی از عوامل کاهنده ریاکاری اخلاقی مدیران از نگاه مدیریت جهادی با رویکرد کیفی. مدیریت منابع در نیروی انتظامی، 9(2 )، 167-188.

[12]       یدالهی، ماریه. غریبی، سجاد. (1400). دسته‌بندی عوامل مؤثر بر ارتقاء سلامت نظام اداری در سازمان‌ها. مطالعات و پژوهش‌های اداری، ۳ (۱۲): ۱۰۵-۹۰.

[13]       Agha, N. C., Nwekpa, K. C., Eze, O. R. (2017). Impact of Ethical Leadership on Employee Commitment in Nigeria-a Study of Innoson Technical and Industrial Company Limited Enugu, Nigeria. International Journal of Development and Management Review, 12(1), 202-214.

[14]       Ahmad, I.,  Gao, Y. (2018). Ethical Leadership and Work Engagement: The Roles of Psychological Empowerment and Power Distance Orientation. Management Decision, 56(9), 1991-2005.

[15]       Al Halbusi, H., Williams, K. A., Ramayah, T., Aldieri, L.,  Vinci, C. P. (2021). Linking Ethical Leadership and Ethical Climate to Employees' Ethical Behavior: The Moderating Role of Person–Organization Fit. Personnel Review, 50(1), 159-185.

[16]       Al Haraisa, Y. E. (2021). The Impact of Organizational Climate on Organizational Reputation-The Mediating Role of Organizational Health: An Empirical Study from Jordan. The Journal of Asian Finance, Economics and Business, 8(10), 29-35.

[17]       Alghamdi, F. (2018). Investigating the Influence of Ethical Climate on Trust in Organization and Trust in Supervisor in Albaha Province, Saudi Arabia, Using Victor and Cullen’s Framework. Journal of Service Science and Management, 11(4), 383-398.

[18]       Androniceanu, A., Georgescu, I., Kinnunen, J. (2022). Public Administration Digitalization and Corruption in the EU Member States. A Comparative and Correlative Research Analysis. Transylvanian Review of Administrative Sciences, 18(65), 5-22.

[19]       Ashfaq, F., Abid, G., Ilyas, S. (2021). Impact of Ethical Leadership on Employee Engagement: Role of Self-Efficacy and Organizational Commitment. European Journal of Investigation in Health, Psychology and Education, 11(3), 962-974.

[20]       Asif, M., Miao Qing, M., Hwang, J., Hao S. (2019). Ethical Leadership, Affective Commitment, Work Engagement, and Creativity: Testing a Multiple Mediation Approach. Sustainability 11, no. 16: 4489.

[21]       Bakker, A. B., Schaufeli, W. B., Leiter, M. P., Taris, T. W. (2008). Work Engagement: An Emerging Concept in Occupational Health Psychology. Work & stress, 22(3), 187-200.

[22]       Boma-Siaminabo, H. (2022). Corporate Social Responsibility and Administrative Integrity. BW Academic Journal, 9(3), 126-137.

[23]       Choi, H., Hong, S., Lee, J. W. (2018). Does Increasing Gender Representativeness and Diversity Improve Organizational Integrity? Public Personnel Management, 47(1), 73-92.

[24]       De Graaf, G., Huberts, L., Strüwer, T. (2018). Integrity Violations and Corruption in Western Public Governance: Empirical Evidence and Reflection from the Netherlands. Public Integrity, 20(2), 131-149.

[25]       Decuypere, A., Schaufeli, W. (2020). Leadership and Work Engagement: Exploring Explanatory Mechanisms. German Journal of Human Resource Management, 34(1), 69-95.

[26]       Dey, M., Bhattacharjee, S., Mahmood, M., Uddin, M. A., Biswas, S. R. (2022). Ethical Leadership for Better Sustainable Performance: Role of Employee Values, Behavior and Ethical Climate. Journal of Cleaner Production, 337, 130527.

[27]       Dijkstra, T. K., Henseler, J. (2015). Consistent and Asymptotically Normal PLS Estimators for Linear Structural Equations. Computational statistics & data analysis, 81(1), 10-23.

[28]       Gorsira, M., Steg, L., Denkers, A., Huisman, W. (2018). Corruption in Organizations: Ethical Climate and Individual Motives. Administrative Sciences, 8(1), 4.

[29]       Flavin P. (2019). State Government Public Goods Spending and Citizens' Quality of Life. Soc. Sci. Res. 78, 28–40.

[30]       Friend, S. B., Jaramillo, F.,  Johnson, J. S. (2020). Ethical Climate at The Frontline: A Meta-Analytic Evaluation. Journal of Service Research, 23(2), 116-138.

[31]       Hair, J. F., Hult, T. M., Ringle, C. M., Sarstedt, M. (2017). A Primer on Partial Least Squares Structural Equation Modeling (PLS-SEM) (2nd Ed.). Los Angeles: Sage.

[32]       Hair, J. F., Sarstedt, M., Ringle, C. M.,  Gudergan, S. P. (2018). Advanced Issues in Partial Least Squares Structural Equation Modeling (PLS-SEM), Thousand Oaks, CA: Sage publications.

[33]       Hamoudah, M. M., Othman, Z., Abdul Rahman, R., Mohd Noor, N. A.,  Alamoudi, M. (2021). Ethical Leadership, Ethical Climate and Integrity Violation: a Comparative Study in Saudi Arabia and Malaysia. Administrative Sciences, 11(2), 1-18.

[34]       Henseler, J.,  Sarstedt, M. (2015). Goodness-of-Fit Indices for Partial Least Squares Path Modeling. Computational statistics, 28(2), 565-580.

[35]       Huang, S. Y., Huang, C. H.,  Chang, T. W. (2022). A New Concept of Work Engagement Theory in Cognitive Engagement, Emotional Engagement, and Physical Engagement. Frontiers in Psychology, 12, 6503.

[36]       Huberts, L. W. (2018). Integrity: What it is and Why it is Important. Public Integrity, 20(sup1), S18-S32.

[37]       Kalshoven, K., Den Hartog, D. N.,  De Hoogh, A. H. (2011). Ethical Leadership at Work Questionnaire (ELW): Development and Validation of a Multidimensional Measure. The leadership quarterly, 22(1), 51-69.

[38]       Kang, H. (2021). Sample Size Determination and Power Analysis Using The G* Power Software. Journal of educational evaluation for health professions, 18.

[39]       Kolthoff, E. (2016). Integrity Violations, White-Collar Crime, and Violations of Human Rights: Revealing the Connection. Public Integrity, 18(4), 396-418.

[40]       Kolthoff, E., Cox, R. W., Johnson, T. (2015). Measuring Integrity: A Dutch-American Comparative Project. In Ethics and integrity in public administration: Concepts and cases (pp. 197-211). Routledge.

[41]       Linhartová, V.,  Halásková, M. (2022). Determinants of Corruption: a Panel Data Analysis of Visegrad Countries. Equilibrium. Quarterly Journal of Economics and Economic Policy, 17(1), 51-79.

[42]       Lu, C. S., Lin, C. C. (2014). The Effects of Ethical Leadership and Ethical Climate on Employee Ethical Behavior in The International Port Context. Journal of Business Ethics, 124, 209-223.

[43]       Ma, J., Guo, B.,  Yu, Y. (2022). Perception of Official Corruption, Satisfaction with Government Performance, and Subjective Wellbeing—an Empirical Study from China. Frontiers in Psychology, 13.

[44]       Mahdy, F. M. (2022). The Influence of Organizational Health on Reducing the Job Burnout during the COVID-19 Pandemic-An Applied Study on the medical section. Journal of Economics and Business, 30(3), 101-121.‎

[45]       Novelskaite, A. (2014). Exploring Ethical Organizational Culture: Validation of Measurement Instrument in Lithuania. Procedia-Social and Behavioral Sciences, 156, 186-188.

[46]       Purwanto, A.,  Sudargini, Y. (2021). Partial Least Squares Structural Squation Modeling (PLS-SEM) Analysis for Social and Management Research: a Literature Review. Journal of Industrial Engineering & Management Research, 2(4), 114-123.

[47]       Qing, M., Asif, M., Hussain, A., Jameel, A. (2020). Exploring the Impact of Ethical Leadership on Job Satisfaction and Organizational Commitment in Public Sector Organizations: The Mediating Role of Psychological Empowerment. Review of Managerial Science, 14, 1405-1432.

[48]       Raji, A. U., Gomez, C. P. (2017). Mediating Effect of Benefits Realization Management on Contractor’s Team Competency and Post-Contract Transaction Costs in Design-Build Projects. FUTY Journal of the Environment, 11(1), 17-31.

[49]       Rasli, M. R., Manaf, H. A., Ismail, M. (2020). Examining the Integrity Behavior Challenges of Enforcement Officers in Malaysian Local Government. Problems and Perspectives in Management, 18(1), 263–77.

[50]       Rodriguez, C. A. (2016). Challenges to Effectiveness in Public Health Organizations: The Case of The Costa Rican Health Ministry. Journal of Business Research, 69(9), 3859-3868.

[51]       Sarwar, H., Ishaq, M. I., Amin, A., Ahmed, R. (2020). Ethical Leadership, Work Engagement, Employees’ Well-being, and Performance: a Cross-Cultural Comparison. Journal of Sustainable Tourism, 28(12), 2008-2026.

[52]       Schaufeli, W. B., Bakker, A. B., Salanova, M. (2006). The Measurement of Work Engagement with a Short Questionnaire: A Cross-National Study. Educational and psychological measurement, 66(4), 701-716.

[53]       Scholl, W., Schermuly, C. C. (2020). The Impact of Culture on Corruption, Gross Domestic Product, and Human Development. Journal of Business Ethics, 162, 171-189.

[54]       Sihombing, S. O. (2018). Youth Perceptions toward Corruption and Integrity: Indonesian Context. Kasetsart Journal of Social Sciences, 39(2), 299-304.

[55]       Singh, A., Jha, S. (2018). Scale Development of Organizational Health Construct. Global Business Review, 19(2), 357-375.

[56]       Stoesz, B. M., Eaton, S. E. (2022). Academic Integrity Policies of Publicly Funded Universities in Western Canada. Educational Policy, 36(6), 1529-1548.

[57]       Suh, J. B., Shim, H. S. (2020). The Effect of Ethical Corporate Culture on Anti-Fraud Strategies in South Korean Financial Companies: Mediation of Whistleblowing and a Sectoral Comparison Approach in Depository Institutions. International Journal of Law, Crime and Justice, 60, 100361.

[58]       Teresi, M., Pietroni, D. D., Barattucci, M., Giannella, V. A., Pagliaro, S. (2019). Ethical Climate (s), Organizational Identification, and Employees’ Behavior. Frontiers in Psychology, 10, 1356.

[59]       Transparency International. (2022). Corruption Perceptions Index. https://www.transparency.org/en/cpi/2022

[60]       Zahari, A. I., Said, J.,  Arshad, R. (2019). Examining the Link between Ethical Culture and Integrity Violations: The Mediating Role of Integrity Climate. KnE Social Sciences, 225-243.

59