بررسی تأثیر هوش هیجانی بر عملکرد خلاق کارکنان با توجه به نقش عدم اطمینان محیطی و هوش فرهنگی(مورد مطالعه: سازمان دامپزشکی ارومیه)

رضا رستم زاده ¹ ( استادیار گروه مدیریت، واحد ارومیه، دانشگاه آزاد اسلامی، ارومیه، ایران. )
شیما اسماعیلی پرودل ² ( گروه مدیریت )

تاريخ الإرسال : 07 الأحد , محرم, 1443 تاريخ التأكيد : 12 الأحد , صفر, 1443

الکلمات المفتاحية: هوش هیجانی, عدم اطمینان محیطی, هوش فرهنگی, عملکردخلاق,

ملخص المقالة :

هدف از این مطالعه بررسی تأثیر هوش هیجانی بر عملکرد خلاق کارکنان با توجه به نقش عدم اطمینان محیطی و هوش فرهنگی است. پژوهش حاضر از نظر شیوه گردآوری اطلاعات از نوع توصیفی –همبستگی است و از حیث هدف کاربردی می‌باشد و برای جمع‌آوری اطلاعات مربوط از روش کتابخانه‌ای - میدانی و به صورت پرسشنامه استفاده‌شده است. با توجه به هدف پژوهش و موضوع پژوهش جامعۀ آماری، این پژوهش شامل نمونه‌ای از مدیران و کارکنان سازمان دامپزشکی ارومیه می‌باشد؛ که تعداد آن‌ها 270 نفر می‌باشد. این پژوهش از روش مدل معادلات ساختاری برای ارزیابی مدل علی و بررسی قابلیت اطمینان و اعتبار مدل اندازه‌گیری استفاده کرده است. مدل ارائه‌شده و اطلاعات به‌دست‌آمده از پرسشنامه‌ها از طریق نرم‌افزار SMART PLS تجزیه‌وتحلیل شده است. درنهایت، نتایج نشان می‌دهد که هوش هیجانی و عدم اطمینان محیطی بر عملکرد خلاق تأثیر معناداری دارد. همچنین تأثیر هوش هیجانی بر عدم اطمینان محیطی معنی دار می‌باشد. هچنین نتایج این پژوهش نشان داد که هوش فرهنگی رابطه بین هوش هیجانی و عملکرد خلاق را تعدیل گری می‌کند.

نص كامل:



بررسی تأثیر هوش هیجانی بر عملکرد خلاق کارکنان با توجه به نقش عدم اطمینان محیطی و هوش فرهنگی(مورد مطالعه: سازمان دامپزشکی ارومیه)

چکیده

هدف از این مطالعه بررسی تأثیر هوش هیجانی بر عملکرد خلاق کارکنان با توجه به نقش عدم اطمینان محیطی و هوش فرهنگی است. پژوهش حاضر از نظر شيوه گردآوري اطلاعات از نوع توصیفی –همبستگی است و از حیث هدف كاربردي می‌باشد و برای جمع‌آوری اطلاعات مربوط از روش کتابخانه‌ای - میدانی و به صورت پرسشنامه استفاده‌شده است. با توجه به هدف پژوهش و موضوع پژوهش جامعۀ آماري، این پژوهش شامل نمونه‌ای از مدیران و کارکنان سازمان دامپزشکی ارومیه می‌باشد؛ که تعداد آن‌ها 270 نفر می­باشد. این پژوهش از روش مدل معادلات ساختاری برای ارزیابی مدل علی و بررسی قابلیت اطمینان و اعتبار مدل اندازه‌گیری استفاده کرده است. مدل ارائه‌شده و اطلاعات به‌دست‌آمده از پرسشنامه‌ها از طریق نرم‌افزار SMART PLS تجزیه‌وتحلیل شده است. درنهایت، نتایج نشان می‌دهد که هوش هیجانی و عدم اطمینان محیطی بر عملکرد خلاق تأثیر معناداری دارد. همچنین تأثیر هوش هیجانی بر عدم اطمینان محیطی معنی دار می‌باشد. هچنین نتایج این پژوهش نشان داد که هوش فرهنگی رابطه بین هوش هیجانی و عملکرد خلاق را تعدیل گری می‌کند.

کلمات کلیدی: هوش هیجانی، هوش فرهنگی، عدم اطمینان محیطی، عملکردخلاق.

 

 

1.       مقدمه

امروزه سازمان­ها اعم از بزرگ و كوچك با افزايش تعداد عرضه كنندگان، شركا، كاركنان، سهام داران و مصرف كنندگان خارجي مواجه هستند. اين سازمان‌ها نه تنها در محيط خارجي مجبور به رقابت با شركت­هاي خارجي هستند بلكه در داخل كشور خود نيز می‌بایست با آنها مواجه شوند. اين چنين تغييراتي در محيط سازمان­ها نيازمند آن است كه رهبران در زمینه‌های كاري جهاني از قبيل بازاريابي، مالي، مديريت منابع انساني، مديريت اطلاعات و تحقيق و توسعه مهارتهاي لازم را كسب نمايند (سالی گیور¹ و همکاران، 2001). سیستم‌های مدیریتی مدرن تمام جنبه­های عملکردی کارکنان، مدیران و حتی مشتریان زیر نظر قرار می‌گیرد چرا که برای دستیابی به اهداف مشترک همه اعضا باید بصورت زنجیره وار به هم متصل و در راستای تحقیق اهداف شرکت و یا سازمان قدم بردارند. در این بین عوامل متعددی می‌تواند در عملکرد شرکت و یا سازمان تأثیر گذار باشد (آلون² و همکاران، 2005). عامل دوم تأثیر گذار عوامل فرهنگی است همان طور که واضح است در سیستم‌های مدیریتی ایران، سازمان‌ها و ادارات بخش فرهنگی بصورت ویژه مدیریت می‌شود البته فرهنگ مذهبی در آن بیشتر به چشم می‌خورد چرا که این عوامل نیز در عملکرد کارکنان تأثیر گذار است اما به طور کلی در این تحقیق منظور از فرهنگ کلیه عوامل مذهبی، اعتقادی، رسم و رسومات منطقه­ای، عادت­ها، هنجارها اجتماعی پذیرفته شده آن بخش از جامعه مدیریتی است (مایر³ و همکاران، 2011). محیط نیز به نوبه خود در میزان تاثیرگذاری هوش هیجانی و فرهنگی تأثیر گذار است هیچ سیستمی بدون در نظر گرفتن ریسک‌های مرتبط با محیط اداره نمی‌شود چرا که در چنین شرایطی مدیریت معنی خود را از دست داده و سیستم دچار اختلال می‌شود. عوامل مختلفی در حیطه محیط تعریف می‌شوند از جمله آن‌ها می‌توان به تغییرات اقتصادی محیطی، شرایط آب و هوایی منطقه و غیره اشاره کرد (ایرلی⁴ و همکاران، 2003). از طرفی نقش عدم اطمینان محیطی در میزان تأثیر هوش هیجانی و فرهنگی غیر قابل انکار بوده و مدیران با کنترل و جهت دهی هوش هیجانی و فرهنگی می‌توانند عملکرد کارکنان اداره را کنترل و بهبود بخشند (ونگ⁵ و همکاران، 2003). بسیاري از تصمیم‌های مدیران، سرمایه گذاران و سایر تصمیم گیرندگان در مورد سازمان‌ها، مبتنی بر عملکرد آنها می‌باشد. عملکرد سازمان‌ها نیز با استفاده از معیارهاي متعددي مورد سنجش قرار می‌گیرد. صحت سنجشهاي به عمل آمده و قابلیت اتکاي آنها با توجه به تأثیر با اهمیت تصمیم‌های اتخاذ شده در سطح خرد و کلان بر اهمیت انجام تحقیقات در این زمینه تأکید دارد. این معیارهاي سنجش عملکرد برخی مالی و برخی غیرمالی هستند. تحقیقات انجام شده در سایر کشورها نشان می‌دهد که معیارهاي مالی، معیارهاي کمی مبتنی بر صورت‌های مالی براي سنجش عملکرد کافی نیستند و مدیران تمایل به نسبت کمتري براي استفاده از آنها دارند. در این تحقیق اداره دامپزشکی استان آذربایجان غربی واقع در شهر ارومیه مورد بررسی قرار گرفته است. همانطور که مشخص است عوامل متعددی در سیستم‌های مدیریتی تأثیر گذار هستند اما آنچه بصورت ویژه در پرسشنامه‌های این تحقیق مورد بررسی قرار گرفت در سه حوزه هوش هیجانی، فرهنگی و همچنین عوامل محیطی بوده است. این اداره از بخش‌های مختلفی همچون قسمت مدیریت اداری، فرهنگی، نیروی انسانی، حراست، نگهبانی، کارشناس تخصصی و غیره بهره مند است و هر کدام از بخش‌ها بصورت زنجیره وار با بقیه بخش‌ها در ارتباط تنگاتنگ هستند و مدیریت قوی هر بخش تأثیر خود را در بخش‌های دیگر خواهد گذاشت و در نهایت سیستم به هوش بالای مدیریتی خواهد رسید. در این تحقیق سعی شد میزان هوش هیجانی مدیران و نحوه انتقال آن به کارمندان جز سنجیده شود که آیا کارمندان تحت مدیریت هوش هیجانی هستند یا وظایف خود را بدون هیجان و تحت تأثیر عوامل محیطی انجام می‌دهند و یا انجام وظایف کاری در اولویت هستند یا نه؟ اگر هستند در این امر هوش هیجانی چقدر تأثیر گذار است؟ در این پژوهش هوش هیجانی با دیگاه متغیر مستقل، هوش فرهنگی با دیدگاه متغیرهای تعدیل گر و عوامل محیطی با دیدگاه متغیر میانجی مورد تحلیل و تجزیه قرار گرفت همچنین در چارچوب نظری تحقیق از مدل درویش متوالی (2018) استفاده شد. در واقع با در نظر گرفتن عوامل محیطی و نقش عدم اطمینان آن به بررسی میدانی نقش هوش هیجانی و فرهنگی مدیران اداره دامپزشکی ارومیه در عملکرد کارکنان اداره پرداخته و با استفاده با پرسشنامه‌ای که شامل سئوالات دقیق می باشد به بررسی تأثیر هوش هیجانی و فرهنگی در مدیریت روابط کارکنان و تأثیر آن در عملکرد آنها مورد بررسی قرار گرفته است. این تحقیق بر مبنای 4 اصل توانایی کنترل هیجانات، عواطف، رفتار صادقانه و شیوه‌های معتبر و تطبیق پذیر انجام خواهد گرفت.

 

شکل 1-1: مدل مفهومی پژوهش

o       عملکرد خلاق: خلاقیت به عنوان توانایی برای تولید ایده‌های جدید، رفتارهای جدید، مفاهیم جدید، طرح‌های جدید، روش‌های جدید انجام کارها و به روز رسانی ایده‌های قدیمی به موارد جدید و منحصر به فرد در انجام وظایف مرتبط با شغل توصیف شده است (درویش متوالی (2018). این متغیر از نوع اندازه پذیر بوده و با استفاده از سؤالات 6 تا 10 پرسشنامه استاندارد اندازه‌گیری و عملیاتی شد.

o       عدم اطمینان محیطی: عدم اطمینان محیطی بدان معنی است که تصمیم گیرندگان اطلاعات محدودی در مورد عوامل محیطی دارند و پیش بینی تغییرات خارجی برایشان دشوار است (ژانگ و همکاران، 2012). این متغیر از نوع اندازه پذیر بوده و با استفاده از سؤالات 1 تا 5 پرسشنامه استاندارد اندازه‌گیری و عملیاتی شد.

o       هوش هیجانی: توانایی تشخیص و درك احساسات خود و دیگران به منظور برانگیختن خود و کنترل بهتر احساسات خود وکنترل داشتن بر روابط خود و دیگران (مایر و همکاران، 2011). این متغیر از نوع اندازه پذیر بوده و با استفاده از سؤالات 17 تا 23 پرسشنامه استاندارد اندازه‌گیری و عملیاتی شد.

o       هوش فرهنگی: مفهوم هوش فرهنگی براي نخستین بار توسط ارلی و موساکوسکی (2004) از محققان مدرسه‌ی کسب و کار لندن مطرح شد. آنها هوش فرهنگی را قابلیت یادگیري الگوهاي جدید در تعاملات فرهنگی وارایه پاسخ‌های رفتاري صحیح به این الگوها تعریف کرده‌اند. این متغیر از نوع اندازه پذیر بوده و با استفاده از سؤالات 11 تا 16 پرسشنامه استاندارد اندازه‌گیری و عملیاتی شد.

2.       روش پژوهش

این تحقیق از نوع همبستگی، ازنظر هدف کاربردی و ازنظر ماهیت توصیفی – پیمایشی از نوع میدانی است. در اين پژوهش جامعه آماري، کارکنان سازمان دامپزشکی ارومیه به تعداد 270 نفر می‌باشد. حجم نمونه در این پژوهش با توجه به جدول مورگان 159 نفر انتخاب شد که با توجه پرسشنامه‌های جمع آوری شده تعداد 157 پرسشنامه جهت تحلیل آماده شد. برای بررسی تأثیر هوش هیجانی بر عملکرد خلاق کارکنان با توجه به نقش عدم اطمینان محیطی و هوش فرهنگی پرسشنامه‌ای به تعداد 26 سؤال استفاده‌شده است که سؤالات بر اساس متغیرهای شناسایی‌شده تهیه و تنظیم گردیده است. در تحقيق حاضر پرسشنامه به‌صورت منظم و بسته و بر اساس طیف پنج گزینه‌ای لیکرت از 1 تا 5 تنظیم‌شده است. پس از تنظیم پرسشنامه، جهت اطمینان از طراحی درست پرسشنامه و بالا بردن درجه روایی و پایایی، پس از تائید اساتید مجرب، پرسشنامه‌ها به‌صورت آزمایشی در بین 15 نفر از کارکنان سازمان مورداجرا و آزمایش قرار داده شد تا در صورت داشتن نقص نسبت به اصلاح آن اقدام شد و برای اطمینان بیشتر از درجه روایی و پایایی، ضریب آلفای کرونباخ⁶، مقادیر بارهای عاملی، روایی همگرا⁷ (AVE) و پایایی ترکیبی⁸ استفاده شد. پرسشنامه مذکور با استفاده از دو نرم‌افزار (SPSS)⁹ و (SMART PLS)¹⁰ تعیین و اندازه گیری شد. تفکیک سؤالات هر متغیر به شرح جدول زیر می‌باشد.

جدول 1 تخصیص سؤالات پرسشنامه به ازای هر متغیر

متغیر	سؤال
هوش هیجانی	1-7
عدم اطمینان محیطی	8-14
عملکرد خلاق	15-21
هوش فرهتگی	22-26

اندازه‌گیری پایایی در این پژوهش با استفاده از روش آلفای کرونباخ و پایایی ترکیبی انجام گرفت. آلفای کرونباخ معیاری سنتی برای سنجش پایایی محسوب می‌گردد و مقدار بالاتر از 7.0 نشانگر پایایی قابل‌قبول است(Cronbach, 1951).

مدل در معادلات ساختاری به سه نوع تقسیم می‌شود؛ مدل اندازه گیری، مدل ساختاری و مدل عمومی پژوهش. شاخص‌های مورد استفاده برای مدل اندازه­گیری شامل آلفا کرونباخ، بار عاملی، پایایی ترکیبی، روایی همگرا، روایی واگرا می‌باشد. شاخص‌های لازم برای ارزیابی مدل ساختاری شاخص R2 و مقادیر ضریب مسیر و مقادیر تی ولیو می‌باشد و در نهایت تنها شاخص برای بررسی مدل عمومی پژوهش شاخص GOF می‌باشد.

3.        یافته ها

در این پژوهش تجزیه‌وتحلیل داده‌ها با استفاده از آمار توصیفی و استنباطی انجام‌گرفته است. بدین‌صورت که ابتدا با استفاده از آمار توصیفی به توصیف نتایج حاصله از جامعه آماری پرداخته شد و تحلیل و آزمون فرضیات نیز با کمک آمار استنباطی انجام گردید. همچنین برای تمامی این آزمون‌ها از نرم‌افزار SMART-PLS (روش حداقل مربعات جزئی) استفاده‌شده است. این نرم‌افزار یک رویکرد مبتنی بر مؤلفه است که می‌توان توسط آن قابلیت اطمینان، اعتبار و روابط بین متغیرها را اندازه‌گیری کرد (Cheng & Yang, 2014). روش تجزیه‌وتحلیل در دو مرحله انجام‌گرفته است. مرحله اول شامل انجام تجزیه‌وتحلیل قابلیت اطمینان و روایی همگرا و واگرا و پایایی مدل و پرسشنامه می‌باشد. مرحله دوم مستلزم تائید تمام مفروضات مطالعه از طریق انجام آزمون‌ها با استفاده از نرم‌افزار می‌باشد. بنابراین برای اندازه‌گیری برازش کلی مدل و آزمون فرضیات و همبستگی از آزمون ضرایب مسیر، معیار R2، شاخص GOF و همچنین از ضریب معناداری t (T-VALUE) استفاده‌شده است.

3.1. آمار توصیفی

در یک پژوهش جهت بررسی و توصیف ویژگی‌های عمومی پاسخ‌دهندگان از روش‌های موجود در آمار توصیفی مانند جداول توزیع فراوانی، درصد فراوانی، درصد فراوانی تجمعی و میانگین استفاده می‌گردد. آمار توصیفی با خلاصه کردن داده‌ها، ویژگی‌های مهم آن‌ها را نمایان می‌سازد تا ایده‌های لازم را در ذهن پژوهش‌گر برای مرحله دوم تحلیل آماری (آمار استنباطی) ایجاد کند.

3.1.1. جنسیت

نمونه‌های انتخاب‌شده برای این پژوهش دارای جنسیت مرد و زن می­­باشند که جدول فراوانی آن‌ها به‌قرار زیر می‌باشد.

جدول 2 توزیع فراوانی مربوط به جنسیت پاسخ‌دهندگان

درصد تجمعی	درصد	فراوانی	جنسیت
96.4	93.6	147	مرد
100	6.4	10	زن
	100	157	کل

3.1.2. سن

در جدول 3 نمودار فراواني سن پاسخ‌دهندگان ارائه گرديده است که گروه سنی 25-35 سال با مقدار فراوانی 127 بیشترین فراوانی را دارد.

 

جدول 3 توزیع فراوانی مربوط به سن پاسخ‌دهندگان

سن پاسخ‌دهندگان	فراوانی	درصد قابل‌قبول	درصد تجمعی
کمتر از 25	9	5.7	5.7
35-25	127	80.9	86.6
45-35	7	4.5	91.1
بیشتر از 45	14	8.9	100
کل	157	100

3.1.3. تحصیلات

یکی دیگر از مشخصات نمونه‌های این پژوهش میزان تحصیلات شرکت‌کنندگان می‌باشد؛ که فراوانی و نمودار ستونی برای این مشخصه رسم گردید و در جدول 4 ارائه‌شده است.

جدول 4 توزیع فراوانی مربوط به تحصیلات پاسخ‌دهندگان

درصد تجمعی	درصد قابل‌قبول	فراوانی	میزان تحصیلات
38.9	38.9	61	دیپلم
43.9	5.1	8	فوق دیپلم
68.2	24.2	38	لیسانس
93.6	25.5	40	فوق‌لیسانس
100	6.4	10	دکتری
	100	157	کل

 

3.2. آمار استنباطی

در پژوهش‌های روان‌شناسی و سایر علوم رفتاری کسب اطلاعات درباره گروه‌های کوچک غالباً هدف پژوهشگر نیست، بلکه او علاقه‌مند است که از طریق یافته‌های این گروه کوچک، اطلاعات لازم را درباره جامعه‌ای که این گروه کوچک را از آن انتخاب کرده است، کسب کند. به‌عبارت‌دیگر در این پژوهش‌ها هدف پژوهشگر تعمیم نتایج به‌دست‌آمده از یک گروه کوچک به یک جامعه بزرگ‌تر می‌باشد. این تعمیم مستلزم آن است که پژوهشگر از روش‌های آماری پیشرفته‌تری تحت عنوان آمار استنباطی¹¹ استفاده نماید.

3.2.1.                      مدل اندازه گیری (آلفا کرونباخ، بارعاملی، پایایی ترکیبی، روایی همگرا، روایی واگرا)

ازآنجایی‌که معیار آلفای کرونباخ یک معیار سنتی برای تعیین پایایی متغیرها می‌باشد، روش PLS معیار مدرن‌تری نسبت به آلفای کرونباخ به نام پایایی ترکیبی به کار می‌برد. برتری این معیار نسبت به آلفای کرونباخ در این است که پایایی متغیرها نه به‌صورت مطلق بلکه با توجه به همبستگی متغیرهایشان با یکدیگر محاسبه می‌گردد. درنتیجه برای سنجش بهتر پایایی، هردوی این معیارها در این پژوهش به‌کاربرده شده است. مقدار پایایی ترکیبی برای هر متغیر بالاتر از 7.0 شود، نشان از پایداری درونی مناسب برای مدل دارد و مقدار کمتر از 6.0 عدم وجود پایایی را نشان می‌دهد (Nunnally, 1978). بار عاملی مقدار عددی است که میزان شدت رابطه میان یک متغیر پنهان و متغیر آشکار مربوطه را طی فرآیند تحلیل مسیر مشخص می‌کند. هرچه مقدار بار عاملی یک شاخص در رابطه با یک سازه مشخص بیشتر باشد، آن شاخص سهم بیشتری در تبیین آن سازه ایفا می‌کند. همچنین اگر بار عاملی یک شاخص منفی باشد، نشان دهنده تأثیر منفی آن در تبیین سازه مربوطه می‌باشد. به بیان دیگر سؤال مربوط به آن شاخص به صورت معکوس طراحی شده است. مقدار عدد قابل قبول برای این شاخص 4.0 می‌باشد در صورتی که مقدار این شاخص کمتر از مقدار تعریف شده باشد سؤال مربوطه باید از تحلیل‌ها حذف گردد. همانطور که در شکل زیر مشاهده می‌شود مقادیر بارهای عاملی مربوط به همه گویه ها بالاتر از مقدار 4.0 می‌باشد.

 

شکل 2 پایایی مدل اندازه گیری مقدار بار عاملی

معیار بعدی برای برازش مدل اندازه‌گیری روایی همگرا (AVE) می­‌باشد. منظور از شاخص روایی همگرا سنجش میزان تبیین متغیر پنهان توسط متغیرهای مشاهده‌پذیر آن است. معیار متوسط واریانس استخراج‌شده توسط فرنل و لارکر (1981) به‌عنوان شاخصی برای سنجش اعتبار درونی مدل اندازه‌گیری پیشنهاد شد. معیار AVE نشان‌دهنده میانگین واریانس به اشتراک گذاشته‌شده بین هر متغیر با شاخص‌های خود است. به بیان ساده‌تر این معیار میزان همبستگی یک متغیر با شاخص‌های خود می‌باشد که هر چه این همبستگی بیشتر باشد، برازش نیز بیشتر است. مقدار بحرانی برای این معیار عدد 5.0 است بدین معنی که مقدار AVE بالای 5.0 روایی همگرای قابل‌قبول را نشان می‌دهد.

جدول5  روایی و پایایی برای مدل اندازه‌گیری

میانگین واریانس استخراج‌شده (AVE)	پایایی ترکیبی (CR)	آلفا	متغیر
0.63	0.92	0.90	هوش هیجانی
0.52	0.88	0.85	عدم اطمینان محیطی
0.52	0.85	0.84	عملکرد خلاق

با توجه به نتایج جدول آلفای کرونباخ با توجه به بالاتر از 7.0 بودن نشان‌دهنده‌ی پایایی خوب می­باشد. همچنین قابلیت اطمینان نیز برای همه متغیرها بالاتر از 7.0 می‌باشد. روایی همگرا نیز برای همه متغیرها از 5.0 بالاتر می‌باشد. نهایتاً معیار بعدی روایی واگرا می‌باشد که میزان رابطه یک متغیر با شاخص‌هایش در مقایسه رابطه آن متغیر با سایر متغیرها است. به‌طوری‌که روایی واگرای قابل‌قبول یک مدل حاکی از آن است که یک متغیر در مدل تعامل بیشتری با شاخص‌های خود دارد تا با متغیرهای دیگر. روایی واگرا وقتی در سطح قابل‌قبول است که میزان AVE برای هر متغیر بیشتر از واریانس اشتراکی بین آن متغیر و متغیرهای دیگر (مربع مقدار ضرایب همبستگی بین متغیر) در مدل باشد. جدول 5 و 6 نشان می‌دهد که با توجه به‌قرار گرفتن همه معیارها در سطوح استاندار، نتایج حاصل قابل‌قبول است.

جدول 6 روایی واگرا برای مدل اندازه‌گیری

شاخص‌ها	هوش هیجانی	عدم اطمینان محیطی	عملکرد خلاق
هوش هیجانی	0.79
عدم اطمینان محیطی	0.69	0.72
عملکرد خلاق	0.58	0.44	0.72

ماتریس جدول 6 روایی واگرای مدل پیشنهادی می‌باشد که با توجه به بیشتر بودن اعداد مندرج در قطر اصلی از اعداد زیرین خود نشان‌دهنده­ی روایی واگرای قابل‌قبول است

3.2.2.                      مدل ساختاری (مقدار R2، ضریب مسیر و مقادیر T)

برای بررسی تائید یا عدم تائید فرضیات و همچنین بررسی برازش کلی مدل نیاز به انتخاب آزمون­ها، تجزیه‌وتحلیل داده­ها بر اساس این آزمون­ها و با استفاده از نرم‌افزار انتخاب‌شده می­باشد. در این پژوهش با استفاده از سه معیار R2، اعداد معناداری T (T-values) و معیار GOF¹² فرضیات و مدل ارزیابی خواهند شد که در ادامه به شرح و توصیف این آزمون‌ها خواهیم پرداخت.

·       ضریب تعیین (R2)

معیار اساسی ارزیابی متغیرهای مکنون درون‌زا مدل مسیر، ضریب تعیین می‌باشد. این شاخص نشان می‌دهد چند درصد از تغییرات متغیر درون‌زا توسط متغیر برون‌زا صورت می‌پذیرد. معیار R2، معیاری است که برای متصل کردن بخش اندازه‌گیری و بخش ساختاری مدل‌سازی معادلات ساختاری به کار می‌رود. چین¹³ (1998) سه مقدار 19.0، 33.0 و 67.0 را به‌عنوان ملاک برای مقادیر ضعیف، متوسط و قوی R2 معرفی می‌کند. برای ارزیابی توانایی مدل از معیار R2 استفاده‌شده است. در این مدل مقدار R2 برای متغیر وابسته عملکرد خلاق عدد 68.0، و برای متغیر عدم اطمینان محیطی عدد 69.0 به‌دست‌آمده که از سه مقدار 19.0، 33.0 و 67.0 تعیین‌شده بیشتراست بنابراین در حد قوی تائید می‌شود.

·       مقدار ضریب مسیر

منظور از ضرایب مسیر همان بتای استانداردشده در رگرسیون خطی می‌باشد. ضرایب مسیر باید از لحاظ بزرگی، علامت و معناداری موردبررسی قرار بگیرند. ضرایب مسیر مثبت (بتای مثبت) نشان‌دهنده روابط مستقیم بین متغیرهای پنهان درون‌زا و برون‌زا می‌باشد. در مقابل ضرایب مسیر منفی (بتای منفی) نشان‌دهنده رابط معکوس بین متغیرهای پنهان درون‌زا و برون‌زا می‌باشد چنانچه مقدار به‌دست‌آمده بالای حداقل آماره در سطح مورداطمینان در نظر گرفته‌شده باشد. آن رابطه یا فرضیه تائید می‌شود. در سطح معناداری 90 درصد، 95 درصد و 99 درصد این مقدار به ترتیب با حداقل آماره تی 64.1، 96.1 و 58.2 مقایسه می‌شود. از اعداد به‌دست‌آمده توسط تجزیه‌وتحلیل‌های انجام‌گرفته برای ضرایب مسیر و معیار R2 می‌توان معناداری و تائید فرضیات و تأثیر قوی هر یک از متغیرهای مستقل بر متغیر وابسته را قبول کرد. شکل 3 نتایج حاصل را نشان می‌دهد.

 

شکل 3 ضرایب مسیر و مقدار R2

·       ضرایب معناداری T

 ابتدایی‌ترین معیار برای سنجش رابطه­ی بین سازه‌ها در مدل (بخش ساختاری)، اعداد معناداری T است. درصورتی‌که مقدار این اعداد از 96.1، 58.2 و 27.3 بیشتر شود، نشان از صحت رابطه­ی بین سازه‌ها و درنتیجه تائید فرضیه‌های پژوهش در سطح اطمینان 99%، 9.99 درصد و 95% است. برای آزمودن اینکه آیا هوش هیجانی بر عملکرد خلاق کارکنان با توجه به نقش عدم اطمینان محیطی و هوش فرهنگی تأثیر دارد یا خیر و همچنین برای آزمودن فرضیات ارائه‌شده با استفاده از آزمون ضرایب معناداری T بررسی شد. نتایج آزمون T در شکل 4 نشان داده‌شده است. نتایج حاصل نشان می‌دهد که فرضیات در سطح معناداری 95 درصد و 9.99 درصد قابل‌قبول است.

 

شکل 4 آزمون ضرایب معناداری بدون تعدیلگر

 

شکل 5 آزمون ضرایب معناداری با تعدیلگر

3.2.3.                      برازش مدل عمومی

·       شاخص f2

همان‌گونه که در شکل (5) مشخص است ضریب معناداری مربوط به متغیر تعدیل‌کننده هوش فرهنگی در رابطه بین هوش هیجانی با عملکرد خلاق 375.2 می‌باشد که از مقدار تعیین‌شده 96.1 بیشتر می‌باشد، به عبارت دیگر در سطح اطمینان 95 درصد می‌توان تأیید کرد که هوش فرهنگی رابطه بین هوش هیجانی و عملکرد خلاق را تعدیل می‌کند. پس از پی بردن به این مطلب که متغیر تعدیل‌کننده می‌تواند رابطه بین دو متغیر درون‌زا و برون‌زا را تعدیل کند، تعیین شدت اثر متغیر تعدیل‌کننده ضروری است. درواقع بعد از معنادار شدن مقدار آماره تی در سطح اطمینان مدنظر محقق، باید قدرت تعدیل‌کنندگی این متغیر نیز، محاسبه شود. به کمک رابطه زیر می‌توان شدت اثر متغیر تعدیل‌کننده معنادار را محاسبه کرد. مقادیر 02.0، 15.0 و 35.0 به ترتیب اثرات ضعیف، متوسط و قوی را نشان می‌دهند.

 (1)

 

 

مقدار به‌دست‌آمده برای تعیین شدت متغیر تعدیل گر هوش فرهنگی (27.0) نشان می‌دهد که این متغیر با شدت متوسطی رابطه بین هوش هیجانی و عملکرد خلاق را تعدیل می‌کند، زیرا بالاتر از بزرگترین مقدار مشخص شده (15.0) می‌باشد.

·       معیار GOF

        اخیراً، یک اندازه‌گیری مناسب جهانی برای برازش کلی مدل با استفاده از PLS پیشنهادشده است. عددی که برای این معیار به دست می‌آید بین صفر و یک می‌باشد. وتزلس و همکاران (2009)¹⁴ سه مقدار 01.0، 25.0، 36.0 را به‌عنوان مقادیر ضعیف، متوسط و قوی برای GOF معرفی نموده‌اند به این معنی که در صورت محاسبه مقدار 01.0 و نزدیک آن به‌عنوان GOF در یک مدل، می‌توان نتیجه گرفت که برازش کلی آن مدل در حد ضعیفی است و باید به اصلاح روابط بین سازه‌های مدل پرداخت. به همین ترتیب در مورد دو مقدار دیگر GOF نیز (25.0: برازش کلی متوسط، 36.0: برازش کلی قوی) این دستورالعمل برقرار است و فرمول محاسبه GOF عبارت است از:

GOF=                                        (2)

برای محاسبه میانگین AVE از معادله‌ی (3) استفاده‌شده است:

                                          (3)

 

همچنین برای محاسبه برازش کلی مدل بایستی میانگین R2 را نیز محاسبه کرد:

 

 

با جایگذاری در معادله (2)، ارزش GOF به دست می‌آید:

GOF=

با استفاده از آزمونی که برای برازش کلی مدل انجام گرفت یک مقدار 65.0 به دست آمد که این مقدار در مقایسه با مقادیر پایه بالا تعریف‌شده برای GOF نشان می‌دهد که ساختار مدل مناسب می‌باشد.

4.                      بحث

فرضیه اول: هوش هیجانی بر عملکرد خلاق تأثیر معناداری دارد. نتایج به‌دست‌آمده از آزمون t و ضریب مسیر به‌دست‌آمده نشان می‌دهد که هوش هیجانی اثر مثبت و معناداری روی عملکرد خلاق دارد (β= 0.45, t = 2.68, p<0.01) بنابراین فرضیه (1) تأیید می‌شود. نتایج حاصل از این مطالعه نشان می‌دهد که کسانی که هوش هیجانی خود را به کار می‌گیرند ظرفیت چشمگیری برای تعهد، پذیرش مسئولیت و قبول چارچوب اخلاقی دارند. در رابطه‌ی خود با دیگران، بسیار دلسوز و با ملاحظه‌اند و از زندگی عاطفی غنی، سرشار و مناسبی برخوردارند. هوش هیجانی حتی اگر توسط مدیریت مهم تلقی نگردد، تأثیر خود را بر عملکرد کارکنان خواهد داشت، لذا پیشنهاد می‌شود که مدیران سازمانی در حد توان خود آن را جدی گرفته و کارکنان را از وجود واهمیت آن آگاه نمایند. پیشنهاد می‌شود که مدیران سازمان با برگزاری دوره‌های روانشناسی، آزمونهای روان شناختی و گرفتن بازخوردهای منظم درحین کار زیر نظر متخصصان روان شناسي، آموز شهاي ضمن خدمت، برگزاری کلاس‌ها و دوره‌های منظم، تهیه‌ی بروشورها و توزيع آن ميان كاركنان به منظور اطلاع رساني و افزايش سطح ارتباطات مطلوب گروهي، در برانگیختن افراد در مسیر مورد نظر سازمان، برقراری ارتباط مؤثر و صمیمانه با دیگران و بروز و ظهور استعداد کارکنان در اداره تیم‌های کاری در بهبود عملکرد آن‌ها را یاری نمایند.

فرضیه دوم: هوش هیجانی بر متغیر میانجی عدم اطمینان محیطی تأثیر معناداری دارد. نتایج به‌دست‌آمده از آزمون t و ضریب مسیر به‌دست‌آمده نشان می‌دهد که هوش هیجانی اثر مثبت و معناداری روی عدم اطمینان محیطی دارد (β= 0.83, t = 25.48, p<0.001) بنابراین فرضیه (2) تأیید می‌شود. نتایج حاصل از این مطالعه نشان می‌دهد هوش هیجانی بالا باعث بروز نوآوری در افراد می‌شود و آن‌ها را قادر می‌سازد تا خود را سریع‌تر با تغییرات ناگهانی و شرایط عدم اطمینان هماهنگ و از انعطاف پذیری مناسبی برخوردار شوند. وجود این افراد در سازمان باعث ایجاد هنجارهایی مانند درک متقابل، توجه به دیدگاه‌ها، اهمیت دادن به دیگران، تقویت اعتماد به نفس و حس هویت و نیز رفتار و برخوردی مناسب با ارباب رجوع می‌شود؛ واضح است که تمام این هنجارها باعث بهبود عملکرد کارکنان می‌شود. هیجانات کارکنان در صورتی که مدیریت شوند می‌تواند انعطاف پذیری آنها را نیز تحت تأثیر قرار دهد. پیشنهاد می‌شود که مدیران نیز در این مورد هم با آموزش‌های لازم و پررنگ کردن نقش هوش هیجانی و توضیح در مورد ویژگی‌های آن به کارکنان ابعاد هوش هیجانی را روشن کرده و میزان اهمیت آن را گوشزد نمایند. آمزوش در این راه می‌تواند تأثیر زیادی بر انعطاف پذیری کارکنان داشته و آنها را در محیط‌های متفاوت اثربخش نماید. یکی از روش‌هایی که ممکن است به کارکنان در این راه یاری دهد، گردش شغلی است. کارکنانی که در شغل‌های متفاوت فعالیت داشته باشند، با شرایط متفاوتی برخورد می‌کنند و قابلیت رفتار متفاوتی را خواهند داشت.

فرضیه سوم: متغیر میانجی عدم اطمینان محیطی بر عملکرد خلاق تأثیر معناداری دارد. نتایج به‌دست‌آمده از آزمون t و ضریب مسیر به‌دست‌آمده نشان می‌دهد که عدم اطمینان محیطی اثر مثبت و معناداری روی عملکرد خلاق دارد (β= 0.41, t = 2.40, p<0.05) بنابراین فرضیه (3) تأیید می‌شود. نتایج حاصل از این مطالعه نشان می‌دهد که انعطاف پذیری به عنوان یک قابلیت سازمانی، شرکت‌ها را قادر می‌سازد تا مزیت رقابتی به دست آورند و باعث بهترشدن عملکرد در محیط کسب وکار رقابتی و پویای امروز شوند. شواهد نشان می‌دهد که وقتی با یک عدم اطمینان محیطی مواجه هستیم، سازمان‌ها بر انعطاف پذیری تولید سرمایه گذاری می‌کنند. عدم اطمینان محیطی، شرکت را با محیط غیرقابل پیش بینی که ویژگی آن تغییرات سریع در تکنولوژی، تنوع شدید در تقاضای مشتریان و نوسانات شدید در تأمین مواد می‌باشد روبه رو می‌کند. تغییرات و اقدامات غیرقابل پیش بینی در محیط ممکن است ماهیت رقابت را با کسب فرصت‌های جدید و یا تهدیدها برای شرکت تغییر دهد. تبدیل تغییرات محیطی به یک فرصت برای کسب مزیت رقابتی، همان خلاقیت در استفاده از ابزار و امکانات محیطی می‌باشد که می‌تواند به عملکرد بهتر منجر شده و کارایی سازمان را افزایش دهد. تغییرات محیطی می‌تواند خلاقیت کارکنان را در ضرایط متفاوت برانگیزد. پیشنهاد می‌شود که مدیران نیز کارکنان را در هر سمت شغلی که قرار دارند به تصمیم گیری در خصوص تصمیمات سازمان دعوت نموده و از نظرات آنها در تصمیمات مهم جویا شوند. در صورتی که کارکنان خود را در محیط متفاوتی تصور نمایند، ممکن است خلاقیت خود را نشان داده و بهترین راه حل را ارائه دهند.

فرضیه چهارم: هوش فرهنگی رابطه بین هوش هیجانی و عملکرد خلاق را تعدیل گری می‌کند. نتایج به‌دست‌آمده از آزمون t و ضریب مسیر به‌دست‌آمده نشان می‌دهد که هوش فرهنگی رابطه بین هوش هیجانی و عملکرد خلاق را تعدیل گری می‌کند (t = 2.38, p<0.05) بنابراین فرضیه (4) نیز تأیید می‌شود. نتایج حاصل از این مطالعه نشان می‌دهد توانایی کارکنان در مطابقت خود با فرهنگ‌های متفاوت می‌تواند آنها را در درک رفتارهای متفاوت همکاران و یا کارکنان سازمان‌های دیگر یاری دهد و باعث درک بهتر هیجان‌های آنها نیز گردد. کارکنانی که بتوانند رفتار خاصی را به خوبی تعبیر نمایند و در این بین هیجان خود را نیز کنترل نموده و در جهت مثبت به کار گیرند، توان بهبود عملکرد خواهند داشت. هوش هیجانی مجموعه‌ای از توانایی‌ها و قابلیت‌ها و مهارت‌هایی است که فرد را براي سازگاري مؤثر با محیط و کسب موفقیت در زندگی تجهیز می‌کند. از این رو می‌توان انتظار داشت که هوش فرهنگی توان کنترل هیجانات افراد را بالا برده و آنها را به عملکرد درست رهنمود می‌سازد. پیشنهاد می‌شود مدیران فرهنگ را در سازمان نکته مهم تفاوت کارکنان در نظر بگیرند و آموزش‌های مقتضی در خصوص نحوه برخورد با فرهنگ‌های متفاوت را برگزار کنند. در صورتی که کارکنان توان برخورد مناسب با فرهنگ‌ها را داشته باشند توان کنترل هیجانات خود را نیز خواهند داشت و آن را تقویت می‌کنند. در این صورت تبعات منفی رفتاری کارکنان کاهش یافته و عملکرد سازمان افزایش خواهد یافت.

در جدول 7 نتایج حاصل از آزمون T و ضرایب مسیر ارائه‌شده است.

جدول 7 جدول نتایج آزمون‌ها

نتایج	احتمال (Prob)	مقدار T-value	ضریب مسیر (β)	روابط			فرضیات
تائید	p < 0.01	**68/2	45/0	عملکرد خلاق	←	هوش هیجانی	فرضیه 1
تائید	p < 0.001	***48/25	83/0	عدم اطمینان محیطی	←	هوش هیجانی	فرضیه 2
تائید	p < 0.05	*40/2	41/0	عملکرد خلاق	←	عدم اطمینان محیطی	فرضیه 3
تائید	p < 0.05	*38/2	-	هوش فرهنگی رابطه بین هوش هیجانی و عملکرد خلاق را تعدیل گری می‌کند			فرضیه 4

Note: *p < 0.05; **p< 0.01, ***p< 0.001.

5.                      نتیجه‌گیری

منابع انسانی که یکی از منابع مهم در قدرت رقابتی سازمان محسوب می‌شوند، توان سازمان را در بالابردن عملکرد و اثربخشی آن افزایش می‌دهند و می‌توانند با استفاده از راه‌های مختلف به عملکرد بهتر آن منجر شوند. سازمان‌ها به منظور بهبود عملکرد خود نیاز به کارکنان خلاق و باهوش و منعطف دارند. از این رو تلاش مدیران بایستی در این راستا نیز صورت گیرد. مطالعات نشان داده است که گوی رقابت آینده را مدیرانی خواهند ربود که بتوانند به طور اثر بخش و نتیجه بخش با منابع انسانی خود ارتباط برقرار کنند، در این زمینه هوش هیجانی یکی از مؤلفه‌هایی است که می‌تواند به میزان زیادی در روابط مدیران با اعضای سازمان نقش مهمی ایفا کند. در حقیقت هوش هیجانی عامل تعیین کننده‌ی توفیق یا عدم توفیق مدیران است. نقش هوش هیجانی در محیط کار، نقش مهمی است. شناسایی هیجان‌ها موجب کسب آگاهی نسبت به آنها شده، زمینه‌ی درک صحیح هیجان‌های دیگران را فراهم می‌نماید. کاربرد هیجان‌ها موجب تولید عقاید، بروز یک احساس یا تقویت روح همکاری گروهی را فراهم می‌آورد و بالاخره درک و فهم هیجان‌ها موجب کسب بینش نسبت به انگیزه‌های افراد شده، ما را نسبت به نقطه نظر و دیدگاه‌های دیگران آگاه‌تر می‌نماید و در برخی موارد ممکن است این آگاهی به خلاقیت نیز بیانجامد. در نهایت، مدیریت هیجان‌ها به ما اجازه می‌دهد تا هیجان‌های خود را بپذیریم و از اطلاعات ارزشمند به دست آمده به صورت سازنده‌ای استفاده کنیم.

در پژوهش حاضر تلاش شده است به بررسی تأثیر هوش هیجانی بر عملکرد خلاق کارکنان با توجه به نقش عدم اطمینان محیطی و هوش فرهنگی، در سازمان دامپزشکی ارومیه پرداخته شود. بدین منظور پس از جمع­آوری اطلاعات از منابع الکترونیکی و کتابخانه­ای و همچنین پژوهش­های انجام­گرفته داخلی و خارجی و مدل‌های پیشین، مدل پژوهش تبیین گردید و متغیرهای پژوهش شناسایی شد. جهت بررسی مدل پژوهش تعدادی فرضیه ایجاد گردید. برای بررسی فرضیات و صحت مطالب ذکرشده از پرسشنامه­ای محقق ساخته براساس طیف لیکرت استفاده شد. تمام مفروضات پژوهش مورد تایید قرار گرفتند و پیشنهادات کاربردی مدیریتی در قسمت بحث ارایه شد.

 

منابع

1-       Alon, I., & Higgins, J. M. (2005). Global leadership success through emotional and cultural intelligences. Business horizons, 48(6), 501-512.

2-       Caligiuri, P., & Santo, V. D. (2001). Global competence: what is it, and can it be developed through global assignments? Human Resource Planning, 24(3).

3-       Cheng, H.-H., & Yang, H.-L. (2014). The antecedents of collective creative efficacy for information system development teams. Journal of Engineering and Technology Management, 33, 1-17.

4-       Chin, W. W. (1998). "The partial least squares approach to structural equation modeling." Modern methods for business research 295(2): 295-336.

5-       Cronbach, L. J. (1951). Coefficient alpha and the internal structure of tests. psychometrika, 16(3), 297-334.

6-       Darvishmotevali, M., Altinay, L., & De Vita, G. (2018). Emotional intelligence and creative performance: Looking through the lens of environmental uncertainty and cultural intelligence. International Journal of Hospitality Management, 73, 44-54.

7-       Earley, P. C., & Ang, S. (2003). Cultural intelligence: Individual interactions across cultures: Stanford University Press.

8-       Earley, P. C., & Mosakowski, E. (2004). “Cultural intelligence”, Harvard Business Review, Vol. 82, No. 10, pp 139–146.

9-       Fornell, C., & Larcker, D. F. (1981). Evaluating structural equation models with unobservable variables and measurement error. Journal of marketing research, 39-50.

10-       Mayer, J. D., Salovey, P., Caruso, D. R., & Cherkasskiy, L. (2011). Emotional intelligence. The Cambridge handbook of intelligence, 528-549.

11-       Nunnally, J. (1978). Psychometric methods, New York: McGraw-Hill.

12-       Wetzels, M., G. Odekerken-Schröder and C. Van Oppen (2009). "Using PLS path modeling for assessing hierarchical construct models: Guidelines and empirical illustration." MIS quarterly: 177-195.

13-       Wong, C.-S., & Law, K. S. (2002). The effects of leader and follower emotional intelligence on performance and attitude: An exploratory study. The leadership quarterly, 13(3), 243-274.

14-       Zhang, Xue, Majid Shaheen, Foo, Schubert, Perceived environmmental uncertainity, information literacy and environmental scanning: towards a refined framework, information research, (2012), vol.17, No.2, p.67-89.

 

---

[1]  Caligiuri

[2]  Alon

[3]  Mayer

[4]  Earley

[5]  Wong

[6]  Cronbach's alpha

[7]  Average Variance Extracted

[8]  Composite reliability

[9]  Statistical package for social science

[10]  Partial Least Square

[11]  Inferential Statistics

[12]  Goodness of Fit

[13]  chin

[14]  Wetzels et al.

---