رقم المقالة : 140401251204004 زيارة : 362 الصفحة: 1 - 21

نوع المخطوط: ابحاث

اعتباریابی الگوی مؤلفه های مؤثر بر ترومای سازمانی معلمان

الموضوعات : Journal of Educational Psychology

هاشم پورعلی ¹ , بهرنگ اسماعیلی شاد ² , محبوبه سلیمان پور عمران ³ , وحید میرزایی ⁴

1 - دانشجوی دکتری، گروه علوم تربیتی، واحد بجنورد، دانشگاه آزاد اسلامی، بجنورد، ایران.
2 - گروه علوم تربیتی، واحد بجنورد، دانشگاه آزاد اسلامی، بجنورد، ایران.
3 - گروه علوم تربیتی، واحد بجنورد، دانشگاه آزاد اسلامی، بجنورد، ایران.
4 - گروه مدیریت، واحد بجنورد، دانشگاه آزاد اسلامی، بجنورد، ایران.

تاريخ الإرسال : 07 الجمعة , رمضان, 1446 تاريخ التأكيد : 11 الأربعاء , شوال, 1446 تاريخ الإصدار : 21 السبت , شوال, 1446

الکلمات المفتاحية: ترومای سازمانی, اعتباریابی الگو, معلمان,

ملخص المقالة :

هدف تحقیق، اعتباریابی الگوی مؤلفه های مؤثر بر ترومای سازمانی معلمان بود. رویکرد این پژوهش از نوع کمی می باشد. در الگوی طراحی شده، مؤلفه های ترومای سازمانی معلمان با استفاده از روش طرح تحلیل پارسه (1990) در 9 بعد دسته بندی شدند: بی انگیزگی شغلی، تمایل به ترک شغل، فقر ارتباطات حرفه ای، کاهش بهداشت روانی، عدم دلبستگی شغلی، عدالت ادراک شده، افت کیفیت آموزشی، بی اعتمادی سازمانی، شخصی سازی سازمانی. این الگو توسط پرسشنامه محقق ساخته، اعتباریابی گردید. در بخش اول به ارزیابی مدل بیرونی پژوهش با استفاده از تحلیل عاملی تاییدی مرتبه اول، با ارائه نتایج روایی همگرایی و روایی واگرایی پرداخته شده است و پس از برقرار بودن شرط روایی، مدل معادلات ساختاری با استفاده از نرم افزار اموس ارائه شد. بر این اساس از شاخص های خی دو به درجه آزادی، شاخص برازندگی(GFI)، شاخص تعدیل برازندگی (AGFI)، شاخص نرم شده برازندگی (NFI)، شاخص نرم نشده برازندگی(NNFI)، شاخص برازندگی فزاینده (IFI)، شاخص برازندگی تطبیقی (CFI) و شاخص ریشه دوم برآورد واریانس خطای تقریب(RMSEA)، شاخص برازش توکر- لویس (TLI)، شاخص برازش افزایشی (IFI)، شاخص برازش نسبی (RFI)، شاخص نسبت اقتصاد (PRATIO) و شاخص برازش هنجارشده مقتصد (PNFI) استفاده شد. یافته ها نشان داد که الگوی مؤلفه های مؤثر بر ترومای سازمانی معلمان دارای اعتبار می باشد.

المصادر:

ابراهیم زاده اجیرلو، بیت الله؛ خاک نژاد، افشین. (1401). بررسی تاثیر ترومای سازمانی بر عملکرد شغلی با میانجی گری استرس ادراک شده کارکنان آموزش و پرورش استان اردبیل. رویکردهای پژوهشی نو در علوم مدیریت، شماره 35: 17-36.
حسینی ارشد، سهیلا. (1402). بررسی نقش میانجی سرمایه اجتماعی در رابطه بین خستگی عاطفی با ترومای سازمانی بر اساس معادلات ساختاری در بین معلمان متوسطه شهر اهواز، هشتمین همایش بین المللی مدیریت، روانشناسی و علوم انسانی با رویکرد توسعه پایدار، تهران.
خوشحال، فاطمه. (1403). شناسایی عوامل موثر بر ترومای سازمانی، هفتمین کنفرانس ملی مدیریت، اقتصاد و علوم اسلامی، تهران.
درجانی، محمد صابر (1402). شناسایی تاثیر ترومای سازمانی بر عملکرد سازمانی در کارکنان آموزش و پرورش غرب استان مازندران، اولین کنفرانس بین المللی توانمندی مدیریت، مهندسی صنایع، حسابداری و اقتصاد، بابل.
زارع، فرجام؛ سپهوند، رضا (1398). بررسی نقش سبک رهبری زهر اگین بر ترومای سازمانی با توجه به نقش میانجی سکوت سازمانی. رهیافتی نو در مدیریت آموزشی،10(1): 189-216.
سپهوند، رضا؛ مومنی فرد، معصومه و ساعدی، عبدالله (1399). شناسایی و اولویت بندی عوامل موثر بر ترومای سازمانی با استفاده از رویکرد دلفی فازی. پژوهشنامه مدیریت تحول، 12(23): 251-272.
عباسی، سعید؛ ابطحی، حسین (1386). توانمندسازی کارکنان، تهران: موسسه تحقیقات و آموزش مدیریت.
عیوضی، میثم؛ توفیقی، بیتا. (1395). آموزش و پرورش در مواجه با واقعیت افزوده و سکند لایف ها. تهران: انتشارات ماهواره.
غفوری، خالد؛ هویدا، رضا؛ رجائی پور، سعید؛ سیادت، سید علی. (1401). شناسایی عوامل ایجادکنندۀ ترومای سازمانی در معلمان مدارس ابتدایی. نوآوری های آموزشی، 21(83): 69-100.
کولیوند، پیرحسین؛ سرلک، محمدعلی (1394). عوامل ایجاد کنندة ترومای سازمانی در بیمارستان های خصوصی و راهکارهای کاهش آن: مورد مطالعه بیمارستان خاتم الانبیاء(ص). مدیریت سازمان‌های دولتی، 4(1)(پیاپی 13): 109-120.
مرادی، امین. (1402). سلامت سازمانی علیه ترومای سازمانی: تقابل مفاهیم. پژوهش های علوم مدیریت،16(5): 55-66.‎
موذن نژاد، ریحانه؛ طوسی، سمیراسادات؛ پروانه دربندی، احمد و شاهی فارمد، الناز (1402). بررسی رابطه بین ترومای سازمانی و بدبینی سازمانی با توجه به نقش تعدیلگری هوش هیجانی مدیران، پنجمین کنفرانس ملی پژوهش های سازمان و مدیریت، تهران.
مومنی، طاهره؛ غفاری نیا، رضا. (1403). تبیین رابطه ترومای سازمانی با عملکرد شغلی معلمان ابتدایی شهرستان مهران، دوازدهمین کنفرانس بین المللی پژوهشهای دینی و اسلامی، حقوق، علوم تربیتی و روانشناسی، تهران.
Brown LL., Pennings J., Steckel S, Van Zyl M. (2021). The organizational trauma resilience assessment: Methods and psychometric properties. Psychol Trauma; 15(Suppl2): S446-S455. doi: 10.1037/tra0001184. Epub 2021 Dec 20.
Deklerk, M., Sasol, M. (2007). Healing emotional trauma in organization:an O.D. framework and case study; organization development journal; 25(2), ABI/INFORM Global.
Manian, N., Rog, D. J., Lieberman, L., & Kerr, E. M. (2022). The organizational trauma‐informed practices tool (O‐TIPs): Development and preliminary validation. Community Psychology, 50(1): 515-540.
Sams, Rachel. (2025). Call It What It Is: Organizational Trauma Isn’t Burnout, From https://nonprofitrisk.org
Storozhuk, S., Kryvda, N., Hoian, I., Mozgova, N., Doichyk, V., Matviienko, I., & Doichyk, O. (2022). Mental health after trauma: individual and collective dimensions. Wiadomosci Lekarskie, 75(8): 1924-1931.
Moore, I. (2021). Erasing Silence: Organizational Trauma in the Federal Government During Transition Times (Doctoral dissertation, The Chicago School of Professional Psychology).
Välikangas , L., Hoegl, M., Gibbert, M. (2009). Why learning from failure isn’t easy (and what to do about it): Innovation trauma at Sun Microsystems. European Management Journal, 27(4): 225-233.
Venugopal, V. (2016). Understanding organizational trauma: a background review of types and causes. Business and Management, 18(10): 65-69.

نص كامل:

$C:\Users\ALI\Desktop\Picture4.jpg$ فصلنامه مهارت های روانشناسي تربيتي

دانشگاه آزاد اسلامي واحد تنكابن

سال شانزدهم، شماره اول، بهار 1404، پیاپی 61

صص 21-1

اعتباریابی الگوی مؤلفه های مؤثر بر ترومای سازمانی معلمان

هاشم پورعلی1، بهرنگ اسماعیلی شاد2*، محبوبه سلیمان پور عمران2، وحید میرزایی3

1) دانشجوی دکتری، گروه علوم تربیتی، واحد بجنورد، دانشگاه آزاد اسلامی، بجنورد، ایران.

2) گروه علوم تربیتی، واحد بجنورد، دانشگاه آزاد اسلامی، بجنورد، ایران.

3) گروه مدیریت، واحد بجنورد، دانشگاه آزاد اسلامی، بجنورد، ایران.

*نویسنده مسئول: esmaeili@bojnourdiau.ac.ir

تاريخ دريافت مقاله 17/12/1403 تاريخ پذيرش مقاله 20/01/1404

چکیده

کلید واژگان: ترومای سازمانی، اعتباریابی الگو، معلمان

مقدمه

سازمانهای عصر حاضر در محیطی پیچیده و کاملا رقابتی به سر می برند که لازمه حیات و بقای آنها، شناسایی مزیتهای رقابتی پایدار، داشتن نیروی انسانی توانمند و متعهد، مسئولیت پذیر و پاسخگو به عملکرد و رفتار خویش می باشد. از این رو تعیین عواملی که موجب اثربخشی نیروی انسانی سازمان می گردد از اهمیت بسیاری برخوردار است (عباسی و ابطحی، 1386).

در میان سازمانهای بشری، سازمانهای آموزشی و مدارس، مهم ترین آنها هستند. ژان ژاک روسو آموزش و پرورش را به یک کشتی تشبیه کرده است که نجات بشر را از طوفان ممکن می سازد و آن را اساس ساخت جامعه سالم قلمداد می کند و زمینة دستیابی هر فرد را به آزادی مستقل فراهم می آورد ( عیوضی و توفیقی، 1395: 24).

پژوهشها نشان می دهند یکی از عواملی که سبب تحلیل انرژی سازمانها شده (زارع و توکلی بنیزی، 1396). و بر کارکرد آموزش و پرورش و عملکرد معلمان تاثیر دارد «ترومای سازمانی» است (مومنی و غفاری نیا، 1403؛ درجانی، 1402؛ حسینی ارشد، 1402). تروماها به عنوان عواملی که استرس و ناهنجاری را در سازمان ها ایجاد می کنند، نقش مهمی در کیفیت زندگی سازمان دارند و بیانگر آن دسته از ضربات و شوک های وارده به سازمان هستند که معمولاً به دلیل بدکارکردی یک یا چند رکن از ارکان سازمان نظیر افراد، اهداف، ساختار، فناوری و یا محیط به وجود می آیند (کولیوند و سرلک، 1394: 111).

ترومای سازمانی یکی از تئوری های جدید در عرصه رفتار سازمانی و مدیریت سازمان می باشد. ترومای سازمانی یک تجربه جمعی است که دفاع سازمانی و ساختار حفاظتی سازمان را از بین می برد و باعث آسیب پذیری موقت و یا آسیب زدگی دائم سازمان می شود. در سازمان هایی که دچار تروما می شوند، جو یاس و ناامیدی بر سازمان حاکم می شود و کارکنان و مدیران انگیزه های کاری خود را از دست داده و تمرکز سازمان بر ارضای نیازهای مشتریان کاهش می یابد (زارع و توکلی بنیزی، 1396). پدیدة تروما، یک واقعیت سازمانی است که تنها به یک سازمان خاص محدود نمی‌شود و در تمام محیط‌ های شغلی و سازمانی وجود دارد. این پدیده حتی بر سازمان‌های آموزشی و به طور کلی آموزش و پرورش نیز تأثیر‌گذار است (غفوری و همکاران،1401: 74). سازمانهای ترومازده به سازمانهایی اطلاق می شوند که کارکنان و مدیران آنها به دلیل ماهیت خاص فعالیت سازمان، در معرض آسیب های مختلف روحی و جسمی قرار دارند. کارمندان شاغل در سازمانهای ترومازده نیز تحت تاثیر اثرات جانبی این شرایط قرار خواهند گرفت به طوری که ممکن است بر روی مهارتهای آنان و در نتیجه انگیزه و عملکرد شغلی آنان تاثیرگذار باشد. سازمانهایی که دچار ترومای سازمانی شده اند ویژگیهای مختلفی دارند که عبارتند از: عدم ارتباط بین سازمان و محیط بیرون، تاکید و تمرکز بر روابط درونی، گسترش استرس و اضطراب در سازمان، کم رنگ شدن هویت سازمانی و حاکم شدن روحیه یاس و ناامیدی (مرادی، 1402: 60- 61).

پژوهشها نشان می دهد که در سازمانهایی که دچار ترومای سازمانی می شوند، موج کاهش تعهد سازمانی، تحلیل انگیزة کارکنان، ضعف عملکرد سازمان، جو نامناسب سازمانی، کاهش خلاقیت و نوآوری در سازمان (دکلرک و ساسول¹، 2007)؛ رکود و ورشکستگی (والیانگاس²، 2009)، کاهش هویت سازمانی، حاکم شدن روحیة یأس و ناامیدی، آسیب رسانی به برند سازمان و ازدست دادن مشتریان، کاهش وفاداری سازمانی و سرمایة اجتماعی رخ می دهد (ویویان و هورمان³، 2015).

صاحب نظران منشاء ترومای سازمانی را به عوامل متفاوتی نسبت داده اند. مور⁴ (2021) نبود اطمینان، سکوت اجباری و تغییرات مداوم را از عوامل ایجاد کنندة ترومای سازمانی می داند (غفوری وهمکاران، 1401: 71). براین اساس یکی از راهبردهای مطرح شده در حوزة سازمان و مدیریت در مقابله با تهدیدات، شناسایی ابعاد و عوامل ترومای سازمانی است (سپهوند و همکاران، 1399: 252).

برخی پژوهش های انجام شده در رابطه با ترومای سازمانی عبارتند از:

مومنی و غفاری نیا (1403) پژوهشی با عنوان «تبیین رابطه ترومای سازمانی با عملکرد شغلی معلمان ابتدایی شهرستان مهران» انجام دادند. جامعه آماری پژوهش را معلمان ابتدایی شهرستان مهران در سال تحصیلی ۱۴۰۲-۱۴۰۱ که تعداد آنها ۱۶۴ نفر بود، تشکیل داده است. نتایج نشان داد که ضریب همبستگی پیرسون بین ترومای سازمانی با عملکرد شغلی-۰/۳۷۱ بود.

خوشحال (1403) پژوهشی باعنوان «شناسایی عوامل موثر بر ترومای سازمانی» با هدف شناسایی عوامل موثر برترومای سازمانی در سازمانهای دولتی شهرستان زاهدان انجام داده است. جامعه آماری پژوهش، خبرگان علمی و اجرایی شهرستان زاهدان هستند که با استفاده از روش نمونه گیری هدفمند ۱۱ نفر از آنان به عنوان اعضای نمونه انتخاب گردیده است. داده ها به شیوه تحلیل مضمون تجزیه و تحلیل گردیده و نتایج حاصل از انجام پژوهش گویای آن است که فرهنگ سازمانی ضعیف، مشخص نبودن وظایف وحجم بالای فعالیتها، عدم چشم انداز روشن، ناکارآمدی مدیران، فقدان عدالت سازمانی، عدم توجه به مدیریت مشارکتی، سکوت سازمانی، ضعف ارتباطات، کاهش مشروعیت سازمان و عدم استفاده از تکنولوژی مناسب از عوامل موثر بر ترومای سازمانی هستند. یافته های درجانی (1402) در مقاله «شناسایی تاثیر ترومای سازمانی بر عملکرد سازمانی در کارکنان آموزش و پرورش غرب استان مازندران» حاکی از این است که ترومای سازمانی و پنج مولفه آن (اهداف، افراد، محیط، فناوری، ساختار) بر عملکرد سازمانی در اداره آموزش و پرورش غرب استان مازندران تاثیردارد.

موذن نژاد و همکاران (1402) پژوهشی با عنوان «بررسی رابطه بین ترومای سازمانی و بدبینی سازمانی با توجه به نقش تعدیل گری هوش هیجانی مدیران» انجام دادند. روش پژوهش از لحاظ هدف کاربردی و از لحاظ نحوه جمع آوری داده ها به صورت توصیفی- همبستگی است. جامعه آماری این پژوهش کارکنان و پرستاران بیمارستان آریا و ۲۲ بهمن شهر مشهد به تعداد ۱۰۶۱ نفر است که بر اساس فرمول کوکران تعداد ۲۸۲ نفر به روش نمونه گیری غیراحتمالی در دسترس انتخاب گردیدند؛ نتایج حاصل بیانگر این بود که ترومای سازمانی بر بدبینی سازمانی تاثیر مثبت و معناداری می گذارند و متغیر هوش هیجانی، نقش تعدیل گر کاهشی را در تاثیر بدبینی سازمانی بر ترومای سازمانی ایفا کنند.

ابراهیم زاده و خاک نژاد (1401) پژوهشی باعنوان «بررسی تأثیر ترومای سازمانی بر عملکرد شغلی با میانجی‌گری استرس ادراک شده» در بین کارکنان آموزش و پرورش استان اردبیل انجام دادند. این پژوهش ازنوع کاربردی و از لحاظ نوع روش تحقیق توصیفی وپیمایشی بوده. جامعه آماری17000 نفر معلم و کارمند آموزش و پرورش در سطح استان در نظرگرفته شده، حجم نمونه آماری نیز به دلیل استفاده ازنرم افزار لیزرل و روش تحلیل معادلات ساختاری مضربی از سؤالات پرسشنامه بود. از سه پرسشنامه استاندارد ترومای سازمانی (ویویان و هورمان، 2015)، عملکرد شغلی (هرسی و گلداسمیت، 2015)، استرس ادراک شده (کوهن، 2014) جهت جمع آوری داده ها استفاده گردیده و در نهایت پس از تحلیل داده ها نتایج حاکی از آن است که فرضیه اول، ترومای سازمانی بر عملکرد شغلی کارکنان آموزش و پرورش استان اردبیل تأثیر معنی داری دارد. فرضیه دوم، ترومای سازمانی بر استرس ادراک شده کارکنان آموزش و پرورش استان اردبیل تأثیر معنی داری دارد. فرضیه سوم، عملکرد شغلی بر استرس ادراک شده کارکنان آموزش و پرورش استان اردبیل تأثیر معنی داری دارد و فرضیه اصلی، استرس ادراک شده در تأثیر ترومای سازمانی بر عملکرد شغلی کارکنان آموزش و پرورش استان اردبیل نقش میانجی دارد.

مانیان و همکاران⁵ (2022) پژوهشی تحت عنوان «ابزار شیوه های آگاهانه از ترومای سازمانی» در ایالت مریلند و پنسلوانیای آمریکا توسط بنیاد وود جانسون و مؤسسة موقوفه کالیفرنیا انجام دادند. برای این پژوهش در بخش کمی پرسشنامه ای استاندارد با بیش از صد سوال در مورد ارزیابی نکات، غربالگری و خط مشی، محیط امن و حمایتی، افزایش ایمنی، توانمند سازی و ...در نظر گرفته شده بود، نمرات در سراسر سؤالات، حداقل صفر و حداکثر 3 در بین پاسخ دهندگان جمع شد، نمرة صفر نشان می دهد که سازمان نکاتی را اجرا نمی کند. نمرات پایین نشان می دهد که سازمان بی کیفیت است، نمرات بالا نشان از اجرای چندین نکته را دارد، در بخش کیفی مصاحبه های نیمه ساختار یافته ای انجام دادند، آن ها را کد گذاری نموده و دسته بندی نمودند. برای بررسی اینکه آیا ابزار اندازه گیری می تواند تغییرات را در طول زمان ارزیابی کند به صورت آنالین در دو نقطه زمانی فوریه و دسامبر اجرای آزمایشی شده است. جامعه آماری در بخش کمی1500 نفر بودند و حجم نمونه در مرحلة آزمایشی در ابتدا90 نفر و در مرحله پیگیری 88 نفر بوده است پاسخ ها در صورتی معتبر در نظر گرفته شدند که به 75 درصد سؤالات پاسخ داده شود. نتیجة نمرات نشان دهنده آن است که کارکنان سازمان را در خط مشی و تعهد سازمانی کمتر نمره دادند. امتیاز ها نشان دهندة ادراک بالای کارکنان سازمان است. نتیجه تحقیق سازگاری درونی بالایی را جهت یادگیری، آموزش و علاقه کارکنان نشان می دهد که با پیشرفت عصر اطلاعات سازگاری دارد. استوروژوک و همکاران⁶ (2022) پژوهشی با عنوان «سلامت روان پس از تروما: انفرادی و ابعاد جمعی» در دانشگاه ملی اوکراین انجام دادند. هدف این مقاله به کشف ماهیت تروما، شناسایی علت شکل گیری آن و بررسی پیامدهای آن برای فرد و جامعه اختصاص دارد. مبنای روش‌شناختی، رویکرد میان رشته‌ای و هرمنوتیکی است که در ترکیب با روش‌ها مورد استفاده قرار گرفته است. نتایج حاکی از آن است که، مطالعات مدرن تجربیات آسیب زا به طور جدایی ناپذیری با کار علمی زیگموند فروید⁷، که یکی از اولین کسانی بود که تروما را به عنوان یک تخریب کننده توضیح داد، مرتبط است. این دلیلی به محققان مدرن داد تا آن را واکنش عاطفی روان به خشونت ذهنی، فیزیکی یا فرهنگی علیه هویت تلقی کنند.

براون و همکاران⁸ (2021) پژوهشی با عنوان «ارزیابی تاب‌آوری ترومای سازمانی» با هدف ایجاد یک ابزار ارزیابی از طریق یک فرآیند تکراری و درگیر جامعه انجام دادند. نتایج ارزیابی مقاومت ترومای سازمانی 40 مورد نهایی، به اندازه کافی یک بعدی است و دارای یک راه حل پنج عاملی با اعتبار و اعتبار قوی است. نتایج حاکی از آن است که این ابزار اولین مورد از نوع خود است که اصول تاب آوری سازمانی را با اصول ارتباطات ترکیب می کند. ایجاد فناوری ارتباطات و اطلاعات، پایگاه دانش را پیشرفت می دهد و روشی مقرون به صرفه و معتبر برای ارزیابی فرهنگ سازمانی انعطاف پذیری ترومای سازمانی است.

مور⁹ (2021) پژوهشی با عنوان «ترومای سازمانی در دولت فدرال» انجام داد. یافته ها پیوندهای مفهومی قوی بین تجارب ترومای سازمانی که به شدت در فضاهای کمک جویانه تحقیق شده و تجربیاتی که در دولت فدرال تجربه شده اند را نشان می دهد. یک فرآیند اجتماعی فعال با مشارکت شرکت‌کنندگان ساخته شد تا نشان دهد که رهبران فدرال سازمانی را از طریق، عدم اطمینان، سکوت اجباری، تغییرات مداوم تجربه می‌کنند. علاوه بر این، درک اینکه چگونه رهبران خدمات عمومی حاوی پیامدهای عاطفی و روانی آسیب‌های سازمانی هستند که از نیروی کار ساطع می‌شوند و در عین حال محیطی امن را حفظ می‌کنند، برای ساخت نظری مدل تروما و مهار ایجاد شده در گذار و یک هدف تحقیق ثانویه بنیادی بود. همانطور که انتقال دولت رخ می دهد، رهبران به طور منحصر به فرد خود را برای تصدیق، درک و مداخله در آژانس های آسیب دیده به روش هایی که همدلانه، حمایت کننده، محافظ و در نهایت ایجاد اعتماد هستند، قرار می دهند.

ونگوپال¹⁰ (2016) پژوهشی با عنوان «مقابله با ترومای سازمانی» با این توضیح انجام داد که ترومای سازمانی برای دهه ها مورد تحقیق قرار گرفته است، اما بیشتر تحقیقات بر روی درک موضوع و طبقه بندی آن به سطوح مختلف تجربه تمرکز داشته است. با این حال، این تحقیق در درجة اول بر درک چگونگی جلوگیری از چنین تجربه آسیب زا در شرکت تمرکز می کند. یافته‌ها به وضوح نشان می‌دهد که راه‌های متعددی برای رسیدگی به چنین پرونده‌ ای وجود دارد و هیچ‌کدام نمی‌تواند چنین باشد. بنابراین، تمرکز این پژوهش بر درک و بحث در مورد راه‌ های انجام آن بود.

روش‌شناسی‌

این پژوهش از نظر هدف از نوع توسعه ای است و از روش کمی استفاده شده است. الگوی طراحی شده در مرحله دوم طرح پژوهش، اعتباریابی می شود.

در این تحقیق برای شناسایی مولفه ها از روش طرح تحلیل پارسه (1990) استفاده شد. طرح تحلیلی پارسه (1990) روش خاصی در تحلیل پدیدارشناختی ارائه می دهد.

جها اعتباریابی الگوی ترومای سازمانی، پرسشنامه محقق ساخته بین نمونه آماری توزیع گردد. جامعه آماری شامل کلیه معلمان رسمی مدارس دوره متوسطه دوم شهرمشهد بود که با استعلام از اداره کل آموزش و پرورش خراسان رضوی به تعداد 4452 نفر بود. نمونه گیری در این بخش به شیوه خوشه ای چند مرحله ای انجام شد که با استفاده از فرمول حجم نمونه کوکران تعداد 385 نفر برای تحقیق انتخاب شدند.

برای آزمون و تأیید پرسش‌های پژوهش، از روش «مدل‌یابی معادلات ساختاری» که توسط نرم ‌افزار AMOS انجام شد، بهره‌برداری گردید.

یافته‌ها

جدول 1 شامل نتایج آزمون کیزر- میر- الکین (KMO) و آزمون کرویت بارتلت است که برای ارزیابی کفایت نمونه‌گیری و مناسب بودن داده‌ها برای تحلیل عاملی استفاده می‌شود. شاخص کفایت نمونه‌گیری (آزمون KMO) مقدار ۹۵۷/۰ را نشان می‌دهد که به معنای مناسب بودن داده‌ها برای انجام تحلیل عاملی است. مقادیر KMO بالای ۷۰۰/۰ معمولاً نشان‌ دهنده کفایت نمونه‌گیری مطلوب است و مقادیر نزدیک به ۱ نشان‌ دهنده همبستگی قوی بین متغیرها است.

در آزمون کرویت بارتلت، آماره مجذور خی برابر با 465/14390 است، با درجه آزادی ۲۷۶ و سطح معنی‌داری ۰۰۰/۰. این نتایج نشان می‌دهد که فرض صفر آزمون بارتلت (که بیان می‌کند ماتریس همبستگی برابر با صفر است) رد می‌شود، به این معنا که بین متغیرها همبستگی معناداری وجود دارد و بنابراین، تحلیل عاملی قابل اجرا است.

[1] . Deklerk & Sasol

[2] . Välikangas

[3] . Vivian & Hormann

[4] . Moore

[5] 2. Manian et al

[6] 3. Storozhuk et al

[7] 1. Sigmund Freud

[8] 2. Brown et al

[9] 3. Moore

[10] 1. vengopal

جدول 1. مقادیر آزمون کیزر- میر- الکین و آزمون کرویت بارتلت

شاخص کفایت نمونه‌گیری (آزمون کیزر- میر- الکین)		957/0
آزمون کرویت بارتلت	آماره مجذور خی	465/14390
	درجه آزادی	276
	سطح معنی‌داری	000/0

با توجه به مقدار بالای KMO و سطح معنی‌داری بسیار پایین آزمون بارتلت، می‌توان نتیجه گرفت که داده‌های جمع‌آوری‌ شده برای تحلیل عاملی مناسب است. با توجه به توضیحات بالا، مدل‎یابی معادلات ساختاری به تفکیک هر یک از سؤال‌های پژوهش حاضر به شرح زیر است:

سؤال اول: آیا ابعاد الگوی ترومای سازمانی معلمان مدارس دارای اعتبار است؟

برای پاسخ به این سؤال از «تحلیل عاملی تأئیدی مرتبه اول» استفاده شد. نتایج این تحلیل به تفکیک عبارتند از:

1- تحلیل عاملی تأئیدی مرتبه اول بُعد بی‌انگیزگی شغلی

در جدول 2 نتایج بررسی معناداری تحلیل عاملی تأییدی به همراه نمادهای آماری، عناوین مؤلفه‌ها و رتبه هر مؤلفه ارائه شده است.

جدول 2. بررسی معنی‌داری تحليل عاملي تأييدی مرتبه اول مؤلفه ‌های بُعد بی‌انگیزگی شغلی

بُعد و نماد	مؤلفه‌ها	نماد	بار عاملی	نتیجه	رتبه
بی‌انگیزگی شغلی Xi1	بی‌علاقگی به بهبود فعالیتهای حرفه ای	X1	97/0	30/0<تأئید	1
	عدم تلاش برای تحقق اهداف آموزشی	X2	97/0	30/0<تأئید	1
	کاهش وجدان کاری	X3	94/0	30/0<تأئید	2
	بی تفاوتی به کیفیت‌ بخشی آموزش	X4	92/0	30/0<تأئید	3
	فقدان جذابیت حرفه ای	X5	91/0	30/0<تأئید	4

تمامی مؤلفه ‌های بررسی‌ شده با بارهای عاملی بالای ۳۰/۰ تأیید شده‌اند و نشان ‌دهنده وجود همبستگی معنادار بین آن‌ها و بُعد بی‌انگیزگی شغلی هستند. در شکل 1 تحلیل عاملی تأییدی مرتبه اول برای بُعد بی‌انگیزگی شغلی نمایش داده شده است.

شکل 1. مدل اندازه‌گیری تحليل عاملي تأييدی مرتبه اول مؤلفه ‌های بُعد بی‌انگیزگی شغلی

شکل 1 مدل اندازه‌گیری تحلیل عاملی تأییدی مرتبه اول مؤلفه‌ های بُعد بی‌انگیزگی شغلی را نشان می‌دهد. در این مدل، متغیر پنهان¹ بی‌انگیزگی شغلی به عنوان یک عامل اصلی در نظر گرفته شده است که از طریق چندین متغیر مشاهده ‌شده² اندازه‌گیری می‌شود.

متغیر پنهان بی‌انگیزگی شغلی نشان‌ دهنده وضعیت کلی بی‌انگیزگی در محیط کار است و از طریق متغیرهای مشاهده ‌شده‌ای مانند X1 (بی‌علاقگی به بهبود فعالیت‌های حرفه ای)، X2 (عدم تلاش برای تحقق اهداف آموزشی)، X3 (کاهش وجدان کاری)، X4 (بی‌تفاوتی به کیفیت‌بخشی آموزش) و X5 (فقدان جذابیت حرفه ای) اندازه‌گیری می‌شود. بارهای عاملی بین متغیرهای پنهان و مشاهده‌ شده نشان ‌دهنده میزان همبستگی قوی این مؤلفه‌ ها با بُعد بی‌انگیزگی شغلی هستند و بارهای عاملی بالای 30/0 نشان‌ دهنده این است که متغیرهای مشاهده‌ شده به خوبی می‌توانند واریانس مربوط به متغیر پنهان را تبیین کنند.

مدل ارائه ‌شده در شکل 1 نشان‌ دهنده این است که تمامی مؤلفه‌ های مورد بررسی، با بارهای عاملی قابل قبول، نقش مهمی در تبیین بی‌انگیزگی شغلی دارند.

2 - تحلیل عاملی تأئیدی مرتبه اول بُعد تمایل به ترک شغل

جدول 3 نتایج بررسی معناداری تحلیل عاملی تأییدی بُعد تمایل به ترک شغل را به همراه نمادهای آماری، عناوین مؤلفه‌ ها و رتبه هر یک از مؤلفه‌ ها ارائه می‌دهد.

[1] . Latent Variable

[2] . Observed Variables

جدول 3. بررسی معنی‌داری تحليل عاملي تأييدی مرتبه اول مؤلفه‌ های بُعد کاهش تمایل به بقای سازمانی

بُعد و نماد

مؤلفه‌ها

نماد

بار عاملی

نتیجه

رتبه

تمایل به ترک کار

Xi2

احساس تزلزل شغلی

97/0

30/0<تأئید

عدم تمایل به ادامه کار

96/0

30/0<تأئید

این داده‌ها نشان می‌دهند که هر دو مؤلفه « احساستزلزل شغلی» و «عدم تمایل به ادامه کار» تأثیرپذیری معناداری از تمایل به ترک شغل دارند. بارهای عاملی بالا نشان ‌دهنده اهمیت این مؤلفه‌ ها در تحلیل و ارزیابی وضعیت کارکنان و عوامل مؤثر بر حفظ آن‌ها در سازمان است.

در شکل 2 تحلیل عاملی تأییدی مرتبه اول برای بُعد تمایل به ترک شغل نشان داده شده است.

شکل 2. مدل اندازه‌گیری تحليل عاملي تأييدی مرتبه اول مؤلفه‌ های بُعد تمایل به ترک شغل

شکل 2 به مدل اندازه‌گیری تحلیل عاملی تأیید‌ی مرتبه اول مؤلفه‌ های بُعد «تمایل به ترک شغل» اشاره دارد. در این مدل، یک متغیر پنهان به نام «تمایل به ترک شغل» وجود دارد که از طریق چند متغیر مشاهده شده اندازه‌گیری می‌شود. این متغیرهای مشاهده شده شامل «تزلزل شغلی» و «عدم تمایل به ادامه کار» هستند. بارعاملی این مؤلفه‌ها به ترتیب 97/0 و 96/0 است که نشان‌ دهنده تأثیرپذیری بسیار قوی آن‌ها از تمایل به ترک شغل است. این بارهای عاملی بالا بیانگر این است که احساس متزلزل بودن شغلی و عدم تمایل به ادامه کار به‌طور قابل توجهی با متغیر پنهان مرتبط هستند. با توجه به اینکه مقدار بارعاملی برای هر دو مؤلفه بیشتر از 30/0 است، می‌توان نتیجه گرفت که این مؤلفه‌ ها تأثیرپذیری معناداری از تمایل به ترک شغل دارند.

3- تحلیل عاملی تأئیدی مرتبه اول بُعد فقر ارتباطات حرفه ای

جدول 4 نتایج بررسی معناداری تحلیل عاملی تأییدی بُعد فقر ارتباطات حرفه ای را به همراه نمادهای آماری، عناوین مؤلفه ‌ها و رتبه هر یک از مؤلفه‌ ها ارائه می‌دهد.

جدول 4. بررسی معنی‌داری تحليل عاملي تأييدی مرتبه اول مؤلفه‌ های بُعد فقر ارتباطات حرفه ای

بُعد و نماد

مؤلفه‌ها

نماد

بار عاملی

نتیجه

رتبه

فقر ارتباطات حرفه ای

Xi3

فاصله با ارکان مدرسه

98/0

30/0<تأئید

اُفت سطح روابط

00/1

30/0<تأئید

نتایج به ‌دست‌ آمده از تحلیل عاملی تأییدی نشان می‌دهد که فقر ارتباطات حرفه ای به‌طور معناداری بر هر دو مؤلفه تأثیر گذاشته و به‌ویژه اُفت سطح روابط با بار عاملی 00/1 از اهمیت بیشتری برخوردار است. در شکل 3 تحلیل عاملی تأییدی مرتبه اول برای بُعد فقر ارتباطات حرفه ای نمایش داده شده است.

شکل 3. مدل اندازه‌گیری تحليل عاملي تأييدی مرتبه اول مؤلفه‌ های بُعد فقر ارتباطات حرفه ای

شکل 3 مدل اندازه‌گیری تحلیل عاملی تأییدی مرتبه اول مؤلفه‌ های بُعد فقر ارتباطات حرفه ای را به تصویر می‌کشد. این مدل به بررسی ارتباط بین متغیرهای مشاهده ‌شده و متغیر پنهان مربوط به فقر ارتباطات حرفه ای می‌پردازد. در این مدل، فقر ارتباطات حرفه ای به عنوان متغیر پنهان در نظر گرفته شده است که بر دو متغیر مشاهده‌ شده تأثیر می‌گذارد: فاصله با ارکان مدرسه (Xi3) و اُفت سطح روابط (X9). متغیر فاصله با ارکان مدرسه(Xi3) نشان‌ دهنده تأثیر منفی فقر ارتباطات حرفه ای بر روابط با ارکان مدرسه است. بارعاملی این مؤلفه برابر با 98/0 است که نشان‌ دهنده تأثیرپذیری بسیار قوی آن از فقر ارتباطات حرفه ای است. از سوی دیگر، متغیر اُفت سطح روابط (X9) نیز تأثیر مستقیمی از فقر ارتباطات حرفه ای را بر کیفیت روابط در سازمان نشان می‌دهد و بارعاملی آن برابر با 00/1 است که بیانگر اهمیت بالای این مؤلفه در تبیین کیفیت ارتباطات در سازمان‌ها است. نتایج به‌دست‌ آمده از این مدل نشان می‌دهد که فقر ارتباطات حرفه ای به‌طور معناداری بر هر دو متغیر مشاهده ‌شده تأثیر گذاشته است.

4- تحلیل عاملی تأئیدی مرتبه اول بُعد کاهش بهداشت روانی

جدول 5 نتایج بررسی معناداری تحلیل عاملی تأییدی بُعد کاهش بهداشت روانی را به همراه نمادهای آماری، عناوین مؤلفه‌ها و رتبه هر یک از مؤلفه ‌ها ارائه می‌دهد.

جدول 5. بررسی معنی‌داری تحليل عاملي تأييدی مرتبه اول مؤلفه‌ های بُعد کاهش بهداشت روانی

بُعد و نماد	مؤلفه‌ها	نماد	بار عاملی	نتیجه	رتبه
کاهش بهداشت روانی Xi4	عدم احساس احترام	X10	92/0	30/0<تأئید	4
	از دست دادن روحیه	X11	93/0	30/0<تأئید	3
	احساس روزمرگی	X12	98/0	30/0<تأئید	1
	احساسات و هیجانات منفی	X13	96/0	30/0<تأئید	2

نتایج به‌ دست ‌آمده از تحلیل عاملی تأییدی نشان می‌دهد که هر چهار مؤلفه بررسی‌شده، یعنی احساس روزمرگی، احساسات و هیجانات منفی، از دست دادن روحیه و عدم احساس احترام، نقش کلیدی در کاهش بهداشت روانی دارند. بارهای عاملی بالای این مؤلفه‌ ها نشان‌ دهنده اهمیت آنها در تبیین وضعیت بهداشت روانی افراد است.

در شکل 4 تحلیل عاملی تأییدی مرتبه اول برای بُعد کاهش بهداشت روانی نمایش داده شده است.

شکل 4. مدل اندازه‌گیری تحليل عاملي تأييدی مرتبه اول مؤلفه ‌های بُعد کاهش بهداشت روانی

شکل 4 مدل اندازه‌گیری تحلیل عاملی تأییدی مرتبه اول مؤلفه‌ های بُعد کاهش بهداشت روانی را به تصویر می‌کشد. این مدل به بررسی ارتباط بین متغیر پنهان و متغیرهای مشاهده‌ شده مرتبط با کاهش بهداشت روانی می‌پردازد. در این مدل، کاهش بهداشت روانی به عنوان متغیر پنهان در نظر گرفته شده است که تأثیر منفی بر چهار متغیر مشاهده ‌شده دارد: عدم احساس احترام (Xi4)، از دست دادن روحیه (X11)، احساس روزمرگی (X12) و احساسات و هیجانات منفی (X13). بارعاملی برای هر یک از این مؤلفه‌ها به ترتیب برابر با 92/0، 93/0، 98/0 و 96/0 است. این بارهای عاملی نشان ‌دهنده تأثیر بسیار قوی متغیر پنهان بر هر چهار مؤلفه است. به‌ویژه، بارعاملی بالا برای احساس روزمرگی (98/0) بیانگر اهمیت این مؤلفه در تبیین وضعیت بهداشت روانی افراد است. نتایج به‌دست ‌آمده از این مدل نشان می‌دهد که کاهش بهداشت روانی به‌طور معناداری بر تمامی متغیرهای مشاهده ‌شده تأثیر گذاشته است. این یافته‌ ها نشان ‌دهنده آن است که هر چه سطح کاهش بهداشت روانی بیشتر باشد، احساس روزمرگی، احساسات و هیجانات منفی، از دست دادن روحیه و عدم احساس احترام در افراد نیز افزایش می‌یابد.

5- تحلیل عاملی تأئیدی مرتبه اول بُعد عدم دلبستگی شغلی

جدول 6 نتایج بررسی معناداری تحلیل عاملی تأییدی عدم دلبستگی شغلی را به همراه نمادهای آماری، عناوین متغیرهای مشاهده شده و رتبه هر یک از آنها ارائه می‌دهد.

جدول 6. بررسی معنی‌داری تحليل عاملي تأييدی مرتبه اول مؤلفه‌ های بُعد عدم دلبستگی شغلی

بُعد و نماد

مؤلفه‌ها

نماد

بارعاملی

نتیجه

رتبه

عدم دلبستگی شغلی

Xi5

عدم دلبستگی به فعالیت ‌های آموزشی

X14

94/0

30/0<تأئید

عدم تمایل به حضور در جلسات

X15

66/0

30/0<تأئید

نتایج به ‌دست‌ آمده از تحلیل عاملی تأییدی نشان می‌دهد که بُعد عدم دلبستگی شغلی به‌طور معناداری بر هر دو مؤلفه، یعنی عدم دلبستگی به فعالیت‌ های آموزشی و عدم تمایل به حضور در جلسات آموزشی، تأثیر گذاشته است. بارعاملی بالای مؤلفه اول (94/0) نشان‌ دهنده اهمیت آن در تبیین وضعیت عدم دلبستگی شغلی است.

در تحلیل عاملی تأییدی مرتبه اول که در شکل 5 نمایش داده شده است، متغیر مکنون «بُعد عدم دلبستگی شغلی» شامل دو متغیر مشاهده شده است که بارهای عاملی و نتایج آنها ارائه شده است.

شکل 5. مدل اندازه‌گیری تحليل عاملي تأييدی مرتبه اول مؤلفه ‌های بُعد عدم دلبستگی شغلی

شکل 5 مدل اندازه‌گیری تحلیل عاملی تأییدی مرتبه اول مؤلفه‌ های بُعد عدم دلبستگی شغلی را به تصویر می‌کشد. این مدل به بررسی ارتباط بین متغیرهای پنهان و متغیرهای مشاهده ‌شده مرتبط با عدم دلبستگی به فعالیت‌ها می‌پردازد. در این مدل، «عدم دلبستگی شغلی» به عنوان متغیر پنهان در نظر گرفته شده است که تأثیر آن بر دو متغیر مشاهده‌ شده شامل «عدم دلبستگی به فعالیت‌های آموزشی (Xi5)» و «عدم تمایل به حضور در جلسات آموزشی (X15)» بررسی می‌شود. بارعاملی برای «عدم دلبستگی به فعالیت‌های آموزشی» برابر با 94/0 و برای «عدم تمایل به حضور در جلسات آموزشی» برابر با 66/0 است. این بارهای عاملی نشان ‌دهنده تأثیر قوی متغیر پنهان، یعنی عدم دلبستگی شغلی، بر هر دو مؤلفه است. بارعاملی بالای مؤلفه اول (94/0) بیانگر اهمیت آن در تبیین وضعیت عدم دلبستگی شغلی است. نتایج به‌ دست‌ آمده از این مدل نشان می‌دهد که بُعد عدم دلبستگی به فعالیت‌ ها به‌طور معناداری بر هر دو متغیر مشاهده ‌شده تأثیر گذاشته است. این یافته‌ ها نشان‌ دهنده آن است که هر چه سطح عدم دلبستگی شغلی بیشتر باشد، احساس عدم دلبستگی به فعالیت‌ های آموزشی و عدم تمایل به حضور در جلسات آموزشی نیز افزایش می‌یابد.

6- تحلیل عاملی تأئیدی مرتبه اول بُعد عدالت ادراک شده

جدول 7 نتایج بررسی معناداری تحلیل عاملی تأییدی بُعد عدالت ادراک شده را به همراه نمادهای آماری، عناوین متغیرهای مشاهده شده و رتبه هر یک از آنها ارائه می‌دهد.

جدول 7. بررسی معنی‌داری تحليل عاملي تأييدی مرتبه اول مؤلفه‌ های بُعد عدالت ادراک شده

بُعد و نماد

مؤلفه‌ها

نماد

بارعاملی

نتیجه

رتبه

عدالت ادراک شده

Xi6

عدم یکپارچگی طراحی برنامه‌ها

X16

79/0

30/0<تأئید

عدم یکپارچگی اجرای برنامه‌ها

X17

96/0

30/0<تأئید

در تحلیل عاملی تأییدی مرتبه اول که در شکل 6 نمایش داده شده است، متغیر مکنون «عدالت ادراک شده» شامل دو متغیر مشاهده شده است که بارهای عاملی و نتایج آن‌ها ارائه شده است.

شکل 6. مدل اندازه‌گیری تحليل عاملي تأييدی مرتبه اول مؤلفه ‌های بُعد عدالت ادراک شده

شکل 6 مدل اندازه‌گیری تحلیل عاملی تأییدی مرتبه اول مؤلفه ‌های بُعد عدالت ادراک شده را به تصویر می‌کشد. این مدل به بررسی ارتباط بین متغیرهای پنهان و متغیرهای مشاهده‌ شده مرتبط با کاهش یکپارچگی فعالیت‌ها می‌پردازد. در این مدل، «عدالت ادراک شده» به عنوان متغیر پنهان در نظر گرفته شده است که تأثیر آن بر دو متغیر مشاهده ‌شده شامل «عدالت حرفه ای (Xi6)» و «عدالت مالی(X17)» بررسی می‌شود. بارعاملی برای «عدالت حرفه ای» برابر با 79/0 و برای «عدالت مالی» برابر با 96/0 است. این بارهای عاملی نشان‌ دهنده تأثیر قوی متغیر پنهان، یعنی عدالت ادراک شده بر هر دو مؤلفه است. نتایج به‌ دست ‌آمده از این مدل نشان می‌دهد که بُعد عدالت ادراک شده به‌طور معناداری بر هر دو متغیر مشاهده ‌شده تأثیر گذاشته است. این یافته ‌ها نشان‌ دهنده آن است که هر چه سطح بی عدالتی ادراک شده بیشتر باشد، بی عدالتی حرفه ای و مالی نیز افزایش می‌یابد.

7- تحلیل عاملی تأئیدی مرتبه اول بُعد افت کیفیت آموزشی

جدول 8 نتایج بررسی معناداری تحلیل عاملی تأییدی بُعد افت کیفیت آموزشی را به همراه نمادهای آماری، عناوین متغیرهای مشاهده شده و رتبه هر یک از آن‌ها ارائه می‌دهد.

جدول 8. بررسی معنی‌داری تحليل عاملي تأييدی مرتبه اول مؤلفه‌ های بُعد افت کیفیت آموزشی

بُعد و نماد

مؤلفه‌ها

نماد

بارعاملی

نتیجه

رتبه

افت کیفیت آموزشی

Xi7

پس‌رفت فعالیت‌ های فوق برنامه

X18

94/0

30/0<تأئید

پس‌رفت فعالیت ‌های آموزشی

X19

92/0

30/0<تأئید

در تحلیل عاملی تأییدی مرتبه اول که در شکل 7 نمایش داده شده است، متغیر مکنون «بُعد افت کیفیت آموزشی» شامل دو متغیر مشاهده شده است که بارهای عاملی و نتایج آن‌ها ارائه شده است.

شکل 7.مدل اندازه‌گیری تحليل عاملي تأييدی مرتبه اول مؤلفه‌ های بُعد افت کیفیت آموزشی

شکل 7 مدل اندازه‌گیری تحلیل عاملی تأییدی مرتبه اول مؤلفه‌ های بُعد افت کیفیت آموزشی را به تصویر می‌کشد. این مدل به بررسی ارتباط بین متغیرهای پنهان و متغیرهای مشاهده ‌شده مرتبط با افت کیفیت آموزشی می‌پردازد. در این مدل، «افت کیفیت آموزشی» به عنوان متغیر پنهان در نظر گرفته شده است که تأثیر آن بر دو متغیر مشاهده ‌شده شامل «پس‌رفت فعالیت‌ های فوق برنامه (Xi7)» و «پس‌رفت فعالیت‌های آموزشی (X19)» بررسی می‌شود. بارعاملی برای «پس‌رفت فعالیت ‌های فوق برنامه» برابر با 94/0 و برای «پس‌رفت فعالیت ‌های آموزشی» برابر با 92/0 است. این بارهای عاملی نشان‌ دهنده تأثیر قوی متغیر پنهان، یعنی افت کیفیت آموزشی، بر هر دو مؤلفه است. به‌ویژه، بارعاملی بالا برای پس‌رفت فعالیت‌های فوق برنامه (94/0) بیانگر اهمیت این مؤلفه در تبیین وضعیت افت کیفیت آموزشی است.

نتایج به ‌دست ‌آمده از این مدل نشان می‌دهد که بُعد افت کیفیت آموزشی ‌به طور معناداری بر هر دو متغیر مشاهده ‌شده تأثیر گذاشته است. این یافته‌ها نشان‌ دهنده آن است که هر چه سطح افت کیفیت آموزشی بیشتر باشد، پس‌رفت در فعالیت‌های فوق برنامه و آموزشی نیز افزایش می‌یابد.

8- تحلیل عاملی تأئیدی مرتبه اول بُعد بی‌اعتمادی سازمانی

جدول 9 نتایج بررسی معناداری تحلیل عاملی تأییدی بُعد بی‌اعتمادی سازمانی را به همراه نمادهای آماری، عناوین متغیرهای مشاهده شده و رتبه هر یک از آن‌ها ارائه می‌دهد.

جدول 9. بررسی معنی‌داری تحليل عاملي تأييدی مرتبه اول مؤلفه‌ های بُعد بی‌اعتمادی سازمانی

بُعد و نماد

مؤلفه‌ها

نماد

بارعاملی

نتیجه

رتبه

بی‌اعتمادی سازمانی

Xi8

عدم اعتماد به سازمان

X20

97/0

30/0<تأئید

عدم اعتماد به افراد

X21

97/0

30/0<تأئید

در تحلیل عاملی تأییدی مرتبه اول که در شکل 8 نمایش داده شده است، متغیر مکنون «بُعد بی‌اعتمادی سازمانی» شامل دو متغیر مشاهده شده است که بارهای عاملی و نتایج آنها ارائه شده است.

شکل 8. مدل اندازه‌گیری تحليل عاملي تأييدی مرتبه اول مؤلفه‌ های بُعد بی‌اعتمادی سازمانی

شکل 8 مدل اندازه‌گیری تحلیل عاملی تأییدی مرتبه اول مؤلفه‌ های بُعد بی‌اعتمادی سازمانی را به تصویر می‌کشد. این مدل به بررسی ارتباط بین متغیرهای پنهان و متغیرهای مشاهده‌ شده مرتبط با بی‌اعتمادی سازمانی می‌پردازد. در این مدل، «بی‌اعتمادی سازمانی» به عنوان متغیر پنهان در نظر گرفته شده است که تأثیر آن بر دو متغیر مشاهده‌ شده شامل «عدم اعتماد به سازمان (Xi8)» و «عدم اعتماد به افراد (X21)» بررسی می‌شود. بارعاملی برای هر یک از متغیرهای مشاهده‌ شده به شرح زیر است: عدم اعتماد به سازمان (X20) با بارعاملی برابر با 97/0 و عدم اعتماد به افراد (X21) نیز با بار عاملی برابر با 97/0. این بارهای عاملی نشان ‌دهنده تأثیر قوی متغیر پنهان، یعنی بی‌اعتمادی سازمانی، بر هر دو مؤلفه است. بار عاملی بالا (97/0) برای هر دو مؤلفه بیانگر اهمیت این مؤلفه‌ها در تبیین وضعیت بی‌اعتمادی سازمانی می‌باشد. مدل اندازه‌گیری تحلیل عاملی تأییدی نشان می‌دهد که بُعد بی‌اعتمادی سازمانی به‌طور معناداری بر هر دو متغیر مشاهده ‌شده تأثیر گذاشته است. این یافته‌ها نشان‌ دهنده آن است که هر چه سطح بی‌اعتمادی سازمانی بیشتر باشد، عدم اعتماد به سازمان و عدم اعتماد به افراد نیز افزایش می‌یابد.

9- تحلیل عاملی تأئیدی مرتبه اول بُعد شخصی‌سازی سازمان

جدول 10 نتایج بررسی معناداری تحلیل عاملی تأییدی بُعد شخصی‌سازی سازمان را به همراه نمادهای آماری، عناوین متغیرهای مشاهده شده و رتبه هر یک از آن‌ها ارائه می‌دهد.

جدول 10.بررسی معنی‌داری تحليل عاملي تأييدی مرتبه اول مؤلفه ‌های بُعد شخصی‌سازی سازمان

بُعد و نماد	مؤلفه‌ها	نماد	بارعاملی	نتیجه	رتبه
شخصی‌سازی سازمان Xi9	توجه به منافع شخصی	X22	95/0	30/0<تأئید	1
	عدم سازگاری با سازمان	X23	67/0	30/0<تأئید	3
	تدریس بدون توجه به انتظارات	X24	93/0	30/0<تأئید	2

در تحلیل عاملی تأییدی مرتبه اول که در شکل 9 نمایش داده شده است، متغیر مکنون «بُعد شخصی‌سازی سازمان» شامل سه متغیر مشاهده شده است که بارهای عاملی و نتایج آن‌ها ارائه شده است.

شکل 9مدل اندازه‌گیری تحليل عاملي تأييدی مرتبه اول مؤلفه‌ های بُعد شخصی‌سازی سازمان

شکل 9 مدل اندازه‌گیری تحلیل عاملی تأییدی مرتبه اول مؤلفه ‌های بُعد شخصی‌سازی سازمان را به تصویر می‌کشد. این مدل به بررسی ارتباط بین متغیرهای پنهان و متغیرهای مشاهده ‌شده مرتبط با شخصی‌سازی رفتار می‌پردازد. در این مدل، «شخصی‌سازی سازمان» به عنوان متغیر پنهان در نظر گرفته شده است که تأثیر آن بر سه متغیر مشاهده‌ شده شامل «توجه به منافع شخصی (Xi9)»، «عدم سازگاری با سازمان (X23)» و «تدریس بدون توجه به انتظارات (X24)» بررسی می‌شود. بارعاملی برای هر یک از متغیرهای مشاهده‌ شده به شرح زیر است: توجه به منافع شخصی (X22) با بارعاملی برابر با 95/0، تدریس بدون توجه به انتظارات (X24) با بارعاملی برابر با 93/0 و عدم سازگاری با سازمان (X23) با بار عاملی برابر با 67/0. این بارهای عاملی نشان ‌دهنده تأثیر قوی متغیر پنهان، یعنی شخصی ‌سازی سازمان، بر دو مؤلفه اول است. بار عاملی بالا برای توجه به منافع شخصی (95/0) و تدریس بدون توجه به انتظارات (93/0) بیانگر اهمیت این مؤلفه‌ها در تبیین وضعیت شخصی‌سازی رفتار است. در عین حال، بارعاملی برای عدم سازگاری با سازمان (67/0) نیز نشان ‌دهنده تأثیر معنادار این مؤلفه، اگرچه کمتر از دو مؤلفه دیگر است. مدل اندازه‌گیری تحلیل عاملی تأییدی نشان می‌دهد که بُعد شخصی‌سازی سازمان به‌طور معناداری بر هر سه متغیر مشاهده‌ شده تأثیر گذاشته است. این یافته‌ها نشان ‌دهنده آن است که هر چه سطح شخصی‌سازی سازمان بیشتر باشد، توجه به منافع شخصی و تدریس بدون توجه به انتظارات نیز افزایش می‌یابد.

سؤال دوم: آیا ابعاد الگوی تجارب زیسته مشارکت‌کنندگان در رابطه با مشکلات ترومای سازمانی در آموزش و پرورش دارای اعتبار است؟

برای پاسخ به این سؤال از «تحلیل عاملی تأئیدی مرتبه دوم» استفاده شد. در ادامه نتایج این تحلیل ارائه شده است:

در مدل عاملی مرتبه دوم، متغیرهای پنهانی که از طریق متغیرهای مشاهده‌ شده اندازه‌گیری می‌شوند، تحت تأثیر یک متغیر پنهان بالادستی قرار دارند. در این مطالعه، مدل عاملی شامل نه عامل است که «XI» به عنوان متغیر پنهان بالادستی و «Eta1» تا «Eta9» به عنوان متغیرهای مشاهده‌ شده، تحت تأثیر «XI» یا همان «الگوی تجارب زیسته مشارکت‌کنندگان در رابطه با مشکلات ترومای سازمانی در آموزش و پرورش» قرار می‌گیرند. این متغیر بالادستی شامل نه عامل است که به عنوان شاخص‌های سازه عمل می‌کنند. تحلیل عاملی تأییدی مرتبه دوم برای آزمون دقیق‌تر مدل‌های اندازه‌گیری و بررسی روایی سازه «الگوی تجارب زیسته مشارکت‌کنندگان در رابطه با مشکلات ترومای سازمانی در آموزش و پرورش» انجام شده است. نتایج معنی‌دار تحلیل عاملی تأییدی مرتبه دوم، شامل اعتبار این الگو، به همراه نمادهای آماری، عناوین ابعاد و رتبه، در جدول 11 و نمودار مدل‌یابی معادلات ساختاری در شکل 10 ارائه شده است.

جدول 11. تحليل عاملي تأييدي مرتبه دوم مدل ساختاری الگوی مولفه های ترومای سازمانی معلمان

ردیف	نماد	عامل‌ها	بارعاملی	نتیجه	رتبه
1	Eta1	بی‌انگیزگی شغلی	97/0	30/0<تأئید	4
2	Eta2	تمایل به ترک شغل	92/0	30/0<تأئید	7
3	Eta3	فقر ارتباطات حرفه ای	99/0	30/0<تأئید	3
4	Eta4	کاهش بهداشت روانی	94/0	30/0<تأئید	6
5	Eta5	عدم دلبستگی شغلی	99/0	30/0<تأئید	3
6	Eta6	عدالت ادراک شده	00/1	30/0<تأئید	2
7	Eta7	افت کیفیت آموزشی	95/0	30/0<تأئید	5
8	Eta8	بی‌اعتمادی سازمانی	97/0	30/0<تأئید	4
9	Eta9	شخصی‌سازی سازمان	01/1	30/0<تأئید	1

جدول 11 به بررسی تحلیل عاملی تأییدی مرتبه دوم مدل ساختاری «الگوی تجارب زیسته مشارکت‌کنندگان در رابطه با مشکلات ترومای سازمانی در آموزش و پرورش» می‌پردازد. در این جدول، نه عامل مختلف مورد بررسی قرار گرفته‌اند که هر یک با بارعاملی مشخصی ارزیابی شده‌اند. بارعاملی نشان‌ دهنده میزان تأثیر متغیر پنهان بالادستی بر هر عامل است.

1. بی‌انگیزگی شغلی (Eta1): - بارعاملی: 97/0 - نتیجه: تأیید (30/0<) - رتبه: 4

- متغیر پنهان «الگوی تجارب زیسته مشارکت‌کنندگان» به وضوح بر بی‌انگیزگی شغلی تأثیر گذاشته است.

2. تمایل به ترک شغل (Eta2): - بارعاملی: 92/0 - نتیجه: تأیید (30/0<) - رتبه: 7

- این متغیر همچنین بر کاهش تمایل به ماندن در سازمان تأثیرگذار بوده است.

3. فقر ارتباطات حرفه ای (Eta3): - بارعاملی: 99/0 - نتیجه: تأیید (30/0<) - رتبه: 3

- متغیر پنهان «الگوی تجارب زیسته مشارکت‌کنندگان» به وضوح بر اُفت سطح ارتباطات اثر گذاشته است.

4. کاهش بهداشت روانی (Eta4): - بارعاملی: 94/0 - نتیجه: تأیید (30/0<) - رتبه: 6

- این متغیر همچنین بر کاهش بهداشت روانی تأثیر دارد.

5. عدم دلبستگی شغلی (Eta5): - بارعاملی: 99/0 - نتیجه: تأیید (30/0<) - رتبه: 3

- متغیر پنهان «الگوی تجارب زیسته مشارکت‌کنندگان» بر عدم دلبستگی به فعالیت‌ها نیز اثرگذار بوده است.

6. عدالت ادراک شده (Eta6): - بارعاملی: 00/1 - نتیجه: تأیید (30/0<) - رتبه: 2

- این متغیر نشان‌دهنده تأثیر بر کاهش یکپارچگی فعالیت‌ها است.

7. افت کیفیت آموزشی (Eta7): - بارعاملی: 95/0 - نتیجه: تأیید (30/0<) - رتبه: 5

- متغیر پنهان «الگوی تجارب زیسته مشارکت‌کنندگان» همچنین بر کاهش کیفیت آموزشی تأثیر دارد.

8. بی‌اعتمادی سازمانی (Eta8): - بارعاملی: 97/0- نتیجه: تأیید (30/0<) - رتبه: 4

- بی‌اعتمادی سازمانی نیز تحت تأثیر این متغیر پنهان قرار گرفته است.

9. شخصی‌سازی سازمان (Eta9): - بارعاملی: 01/1 - نتیجه: تأیید (30/0<) - رتبه: 1

- این عامل به عنوان مهم‌ترین مؤلفه، تحت تأثیر متغیر پنهان «الگوی تجارب زیسته مشارکت‌کنندگان» شناخته شده است.

تحلیل عاملی تأییدی مرتبه دوم نشان می‌دهد که متغیر پنهان «الگوی تجارب زیسته مشارکت‌کنندگان در رابطه با مشکلات ترومای سازمانی در آموزش و پرورش» بر تمامی عوامل مورد بررسی اثرگذار بوده و بارهای عاملی بالایی دارند.

شکل 10. مدل‌ ساختاری سازه مولفه های ترومای سازمانی معلمان

شکل 10 به مدل ساختاری سازه مدل‌ ساختاری سازه مولفه های ترومای سازمانی معلمان اشاره دارد. این مدل شامل یک متغیر پنهان بالادستی و چندین متغیر مشاهده ‌شده است که ارتباطات بین آنها را به تصویر می‌کشد. متغیر پنهان نشان ‌دهنده مجموعه‌ای از تجربیات و احساسات کارکنان در رابطه با مشکلات ترومای سازمانی در محیط‌های آموزشی است. این الگو به عنوان یک عامل کلیدی در تعیین کیفیت و وضعیت روانی کارکنان در آموزش و پرورش عمل می‌کند. در این مدل، متغیرهای مشاهده ‌شده تحت تأثیر متغیر پنهان قرار دارند که شامل بی‌انگیزگی شغلی (Eta1)، تمایل به ترک شغل (Eta2)، فقر ارتباطات حرفه ای (Eta3)، کاهش بهداشت روانی (Eta4)، عدم دلبستگی شغلی (Eta5)، بیعدالتی ادراک شده (Eta6)، کاهش کیفیت آموزشی (Eta7)، بی‌اعتمادی سازمانی (Eta8) و شخصی‌سازی سازمان (Eta9) هستند. مدل ساختاری نشان می‌دهد که متغیر پنهان «الگوی تجارب زیسته مشارکت‌کنندگان» بر تمامی متغیرهای مشاهده ‌شده تأثیرگذار است. این تأثیرات می‌توانند منجر به مشکلات جدی در محیط کار، از جمله افت کیفیت آموزشی و کاهش انگیزه کارکنان شوند.

سؤال سوم: برازش الگوی تجارب زیسته مشارکت‌کنندگان در رابطه با مشکلات ترومای سازمانی در آموزش و پرورش چگونه است؟

برای پاسخ به این سؤال از «شاخص‌های برازش تحلیل عاملی تأئیدی مرتبه دوم» استفاده شد. در جدول 12 نتایج برازش ارائه شده است.

جدول 12. شاخص‌های برازش سازه ترومای سازمانی معلمان

شاخص	نماد	برآورد	نتیجه
نسبت مجذور خي به درجه آزادي	CMIN/DF	092/2	5>تأئید
شاخص ریشه دوم میانگین مربعات باقیمانده	RMSEA	040/0	05/0>تأئید
شاخص نكويي برازش	GFI	956/0	90/0<تأئید
شاخص تعديل‌شده نكويي برازش	AGFI	982/0	90/0<تأئید
شاخص برازش تطبيقي	CFI	968/0	90/0<تأئید
شاخص برازش هنجارشده بنتلر بونت	NFI	992/0	90/0<تأئید
شاخص برازش توکر- لویس	TLI	986/0	90/0<تأئید
شاخص برازش افزایشی	IFI	954/0	90/0<تأئید
شاخص برازش نسبی	RFI	972/0	90/0<تأئید
شاخص نسبت اقتصاد	PRATIO	402/0	50/0>تأئید
شاخص برازش هنجارشده مقتصد	PNFI	658/0	50/0<تأئید
شاخص برازش تطبیقی مقتصد	PCFI	678/0	50/0<تأئید

جدول 12 به بررسی شاخص‌های برازش سازه ترومای سازمانی می‌پردازد. این جدول شامل چندین شاخص کلیدی به شرح زیر است که برای ارزیابی کیفیت برازش مدل استفاده می‌شوند:

1. نسبت مجذور خی به درجه آزادی (CMIN/DF): - برآورد: 092/2 - نتیجه: تأیید (۵> تأئید)

- این نسبت نشان ‌دهنده نسبت مناسب بین مقدار مجذور خی و درجه آزادی مدل است. مقادیر کمتر از 5 معمولاً نشان‌ دهنده برازش خوب مدل هستند.

2. شاخص ریشه دوم میانگین مربعات باقیمانده (RMSEA): - برآورد: 040/0 - نتیجه: تأیید (۰۵/۰> تأئید)

- RMSEA یکی از مهم‌ترین شاخص‌های برازش است که مقادیر کمتر از 05/0 نشان ‌دهنده برازش عالی مدل است.

3. شاخص نیکویی برازش (GFI): - برآورد: 956/0 - نتیجه: تأیید (90/۰< تأئید)

- GFI نشان ‌دهنده نسبت واریانس توضیح داده شده توسط مدل به کل واریانس است و مقادیر بالای 90/0 نشان‌دهنده برازش خوب هستند.

4. شاخص تعدیل‌شده نیکویی برازش (AGFI): - برآورد: 982/0 - نتیجه: تأیید (90/۰< تأئید)

- AGFI مشابه GFI است، اما به تعداد پارامترهای مدل توجه دارد و مقادیر بالای 90/0نشان‌ دهنده برازش خوب هستند.

5. شاخص برازش تطبیقی (CFI): - برآورد: 968/0 - نتیجه: تأیید (90/۰< تأئید)

- CFI نشان‌ دهنده نسبت بهبود مدل نسبت به مدل مستقل است و مقادیر بالای 90/0نشان‌ دهنده برازش خوب هستند.

6. شاخص برازش هنجارشده بنتلر بونت (NFI): - برآورد: 992/0 - نتیجه: تأیید (90/۰< تأئید)

- NFI نیز مشابه CFI عمل می‌کند و مقادیر بالای 90/0 نشان ‌دهنده برازش خوب هستند.

7. شاخص برازش توکر- لویس (TLI): - برآورد: 986/0 - نتیجه: تأیید (90/۰< تأئید)

- TLI نیز بهبود مدل را نسبت به مدل مستقل ارزیابی می‌کند و مقادیر بالای 90/0 نشان‌ دهنده برازش خوب هستند.

8. شاخص برازش افزایشی (IFI): - برآورد: 954/0 - نتیجه: تأیید (90/۰< تأئید)

- IFI مشابه CFI و NFI عمل می‌کند و مقادیر بالای 90/0 نشان ‌دهنده برازش خوب هستند.

9. شاخص برازش نسبی (RFI): - برآورد: 972/0 - نتیجه: تأیید (90/۰< تأئید)

- RFI نیز مشابه NFI عمل می‌کند و مقادیر بالای 90/0نشان‌ دهنده برازش خوب هستند.

10. شاخص نسبت اقتصاد (PRATIO): - برآورد: 402/0 - نتیجه: تأیید (05/0> تأئید)

- PRATIO نشان ‌دهنده کارایی اقتصادی مدل است و مقادیر کمتر از 05/0مطلوب هستند.

11. شاخص برازش هنجارشده مقتصد (PNFI): - برآورد: 658/0 - نتیجه: تأیید (05/0< تأئید)

- PNFI نیز به تعدیل هزینه‌های پارامترها توجه دارد و مقادیر بالای 05/0مطلوب هستند.

12. شاخص برازش تطبیقی مقتصد (PCFI): - برآورد: 678/0 - نتیجه: تأیید (05/0< تأئید)

- PCFI مشابه PNFI است و مقادیر بالای 05/0 مطلوب هستند.

براساس نتایج جدول فوق تمامی شاخص‌های برازش مورد بررسی در محدوده‌ های قابل قبول قرار دارند، که نشان ‌دهنده برازندگی مناسب این مدل است.

بحث و نتیجه گیری

هدف از تحقیق حاضر اعتباریابی مولفه های ترومای سازمانی معلمان بود.

ترومای سازمانی می تواند ناشی از قرار گرفتن طولانی مدت در معرض یک عامل استرس زا یا آسیب ثانویه ناشی از کار باشد یا می تواند از تجمع الگوهای مخرب در نحوه ارتباط مدیریت و رهبری سازمان پدید آید. بعلاوه _ همانطور که نتایج تحقیق نیز نشان داد_ ترومای سازمانی از عدالت جدایی ناپذیر است. کارمندانی که کمترین امتیاز را دارند، بیشترین تأثیرات ترومای سازمانی را احساس می کنند.

گرچه سازمان نمی تواند به گذشته برگردد و آسیب های سازمانی را که قبلاً رخ داده را خنثی کند اما سازمان‌ها می‌توانند کارهای زیادی برای ترمیم الگوهایی انجام دهند که بار مسئولیت ترومای سازمانی را بر دوش کارکنان می‌گذارند. این تحقیق به محیط‌های کاری توصیه می‌کند روی مولفه های موثر بر ترومای سازمانی همچون عوامل ایجاد کننده بی انگیزگی شغلی، تمایل به ترک شغل، فقر ارتباطات حرفه ای، کاهش بهداشت روانی، عدم دلبستگی شغلی، عدالت ادراک شده، افت کیفیت آموزشی، بی اعتمادی سازمانی و شخصی سازی سازمانی توجه کنند.

سمز(2025) بیان می دارد که «شناسایی مولفه های تاثیرگذار بر ترومای سازمانی به عادی‌سازی تجربیات کارگران کمک می‌کند و احساس شکست و انزوا را کاهش می‌دهد».

یافته های این تحقیق گامی در جهت شناسایی و رفع مولفه های ترومای سازمانی می باشد. بر این اساس پیشنهاد می شود که مدیران مدارس به تک تک مولفه های شناسایی شده دقت نموده و با اهتمام به سبک مدیریت و استقرار فرهنگ سازمانی سالم و غنی محیط مدارس با برانگیزاننده های حرفه ای در جهت رفع ترومای سازمانی کمک نمایند.

منابع

ابراهیم زاده اجیرلو، بیت الله؛ خاک نژاد، افشین. (1401). بررسی تاثیر ترومای سازمانی بر عملکرد شغلی با میانجی گری استرس ادراک شده کارکنان آموزش و پرورش استان اردبیل. رویکردهای پژوهشی نو در علوم مدیریت، شماره 35: 17-36.

حسینی ارشد، سهیلا. (1402). بررسی نقش میانجی سرمایه اجتماعی در رابطه بین خستگی عاطفی با ترومای سازمانی بر اساس معادلات ساختاری در بین معلمان متوسطه شهر اهواز، هشتمین همایش بین المللی مدیریت، روانشناسی و علوم انسانی با رویکرد توسعه پایدار، تهران.

خوشحال، فاطمه. (1403). شناسایی عوامل موثر بر ترومای سازمانی، هفتمین کنفرانس ملی مدیریت، اقتصاد و علوم اسلامی، تهران.

درجانی، محمد صابر (1402). شناسایی تاثیر ترومای سازمانی بر عملکرد سازمانی در کارکنان آموزش و پرورش غرب استان مازندران، اولین کنفرانس بین المللی توانمندی مدیریت، مهندسی صنایع، حسابداری و اقتصاد، بابل.

زارع، فرجام؛ سپهوند، رضا (1398). بررسی نقش سبک رهبری زهر اگین بر ترومای سازمانی با توجه به نقش میانجی سکوت سازمانی. رهیافتی نو در مدیریت آموزشی،10(1): 189-216.

سپهوند، رضا؛ مومنی فرد، معصومه و ساعدی، عبدالله (1399). شناسایی و اولویت بندی عوامل موثر بر ترومای سازمانی با استفاده از رویکرد دلفی فازی. پژوهشنامه مدیریت تحول، 12(23): 251-272.

عباسی، سعید؛ ابطحی، حسین (1386). توانمندسازی کارکنان، تهران: موسسه تحقیقات و آموزش مدیریت.

عیوضی، میثم؛ توفیقی، بیتا. (1395). آموزش و پرورش در مواجه با واقعیت افزوده و سکند لایف ها. تهران: انتشارات ماهواره.

غفوری، خالد؛ هویدا، رضا؛ رجائی پور، سعید؛ سیادت، سید علی. (1401). شناسایی عوامل ایجادکنندۀ ترومای سازمانی در معلمان مدارس ابتدایی. نوآوری های آموزشی، 21(83): 69-100.

کولیوند، پیرحسین؛ سرلک، محمدعلی (1394). عوامل ایجاد کنندة ترومای سازمانی در بیمارستان های خصوصی و راهکارهای کاهش آن: مورد مطالعه بیمارستان خاتم الانبیاء(ص). مدیریت سازمان‌های دولتی، 4(1)(پیاپی 13): 109-120.

مرادی، امین. (1402). سلامت سازمانی علیه ترومای سازمانی: تقابل مفاهیم. پژوهش های علوم مدیریت،16(5): 55-66.‎

موذن نژاد، ریحانه؛ طوسی، سمیراسادات؛ پروانه دربندی، احمد و شاهی فارمد، الناز (1402). بررسی رابطه بین ترومای سازمانی و بدبینی سازمانی با توجه به نقش تعدیلگری هوش هیجانی مدیران، پنجمین کنفرانس ملی پژوهش های سازمان و مدیریت، تهران.

مومنی، طاهره؛ غفاری نیا، رضا. (1403). تبیین رابطه ترومای سازمانی با عملکرد شغلی معلمان ابتدایی شهرستان مهران، دوازدهمین کنفرانس بین المللی پژوهشهای دینی و اسلامی، حقوق، علوم تربیتی و روانشناسی، تهران.

Brown LL., Pennings J., Steckel S, Van Zyl M. (2021). The organizational trauma resilience assessment: Methods and psychometric properties. Psychol Trauma; 15(Suppl2): S446-S455. doi: 10.1037/tra0001184. Epub 2021 Dec 20.

Deklerk, M., Sasol, M. (2007). Healing emotional trauma in organization:an O.D. framework and case study; organization development journal; 25(2), ABI/INFORM Global.

Manian, N., Rog, D. J., Lieberman, L., & Kerr, E. M. (2022). The organizational trauma‐informed practices tool (O‐TIPs): Development and preliminary validation. Community Psychology, 50(1): 515-540.

Sams, Rachel. (2025). Call It What It Is: Organizational Trauma Isn’t Burnout, From https://nonprofitrisk.org

Storozhuk, S., Kryvda, N., Hoian, I., Mozgova, N., Doichyk, V., Matviienko, I., & Doichyk, O. (2022). Mental health after trauma: individual and collective dimensions. Wiadomosci Lekarskie, 75(8): 1924-1931.

Moore, I. (2021). Erasing Silence: Organizational Trauma in the Federal Government During Transition Times (Doctoral dissertation, The Chicago School of Professional Psychology).

Välikangas , L., Hoegl, M., Gibbert, M. (2009). Why learning from failure isn’t easy (and what to do about it): Innovation trauma at Sun Microsystems. European Management Journal, 27(4): 225-233.

Venugopal, V. (2016). Understanding organizational trauma: a background review of types and causes. Business and Management, 18(10): 65-69.

$C:\Users\ALI\Desktop\Picture5.jpg$

Quarterly Journal of Educational Psychology Skills

Islamic Azad University Tonekabon Branch

Vol. 16, No. 1, spring 2025, No 61

Validating the Pattern of Factors Affecting Teachers' Organizational Trauma

Hashem Poorali 1, Behrang Esmaeilishad2*, Mahboube Soleimanpour Omran2, Vahid Mirzaei3

1) Ph.D student, Department of Educational Sciences, Boj.C., Islamic Azad University, Bojnord, Iran

2) Department of Educational Sciences, Boj.C., Islamic Azad University, Bojnord, Iran

3) Department of Management, Boj.C., Islamic Azad University, Bojnord, Iran

Abstract

The aim of the research was to validate the model of factors affecting teachers' organizational trauma. The approach of this research is quantitative. In the designed model, the components of teachers' organizational trauma were categorized into 9 dimensions using Parseh's (1990) analysis design method: job demotivation, desire to quit, poor professional relationships, decreased mental health, job disinterest, perceived justice, decreased educational quality, organizational distrust, and organizational personalization. This model was validated using a researcher-made questionnaire. In the first part, the external model of the research was evaluated using first-order confirmatory factor analysis, presenting the results of convergent and divergent validity, and after the validity condition was met, the structural equation model was presented using AMOS software. Accordingly, the chi-squared indices with degrees of freedom, GFI, AGFI, NFI, NNFI, IFI, CFI, RMSEA, TLI, IFI, RFI, ratio economy index and PNFI were used. The findings showed that the model of the components affecting teachers' organizational trauma is valid.

Keywords: Organizational Trauma, Validating the Pattern, Teachers

شارک

عنوان URL للمقالة

اعتباریابی الگوی مؤلفه های مؤثر بر ترومای سازمانی معلمان

سند

الروابط

المراكز ذات الصلة

دعامة

الصفحات الرسمية