بررسی تاثیر رهبری اصیل بر رفتار غیر اخلاقی سازمانی با نقش میانجی تعامل کاری (مورد مطالعه: سازمان امور مالیاتی استان تهران)
محورهای موضوعی : مطالعات رفتاری در مدیریت
1 - گروه مدیریت، واحد تهران مرکزی، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران
کلید واژه: رهبری, رهبری اصیل, رفتار غیراخلاقی سازمانی, تعامل کاری,
چکیده مقاله :
تحقیق حاضر با هدف بررسی تأثیر رهبری اصیل بر رفتار غیراخلاقی سازمانی با نقش میانجی تعامل کاری (مورد مطالعه: سازمان امور مالیاتی شهر و استان تهران) صورت گرفته است. این تحقیق از نظر هدف، کاربردی از نظر ماهیت و روش انجام، توصیفی و غیرآزمایشی، از نظر داده، کمی و به‌منظور جمع‌آوری داده‌ها و اطلاعات به‌منظور رسیدن به اهداف تحقیق، از پرسشنامه توماسز (2020) استفاده شده است. پایایی پرسشنامه با استفاده از فرمول آلفای کرونباخ 0.869 تعیین شده است. جامعه آماری این تحقیق کارکنان سازمان امور مالیاتی شهر و استان تهران است که تعداد آنها 430 نفر و طبق جدول مورگان، حجم نمونه تعداد 203 نفر میباشد.نمونه ها به روش تصافی ساده انتخاب شدند. جهت آزمون فرضیه‌ها از روش معادلات ساختاری (SEM) به کمک نرم‌افزارهای SPSS نسخه 22 و Smart pls نسخه 2 استفاده شده است. نتایج تحقیق حاکی از آن است که رهبری اصیل تأثیری معنادار بر رفتار غیراخلاقی سازمانی با نقش میانجی تعامل کاری دارد.
The aim of this study was to investigate the effect of genuine leadership on organizational unethical behavior with the mediating role of work interaction (Case study: Tax Affairs Organization of Tehran and Tehran province). This research is applied in terms of purpose, descriptive in nature and method, descriptive and non-experimental in terms of data, quantitative and in order to collect data and information in order to achieve the objectives of the research, Thomasz (2020) questionnaire has been used. The reliability of the questionnaire was determined using Cronbach's alpha formula 0.869. The statistical population of this study is the employees of the Tax Administration of the city and province of Tehran, whose number is 430 people and according to Morgan table, the sample size is 203 people. The samples were selected by simple random method. To test the hypotheses, the structural equation method (SEM) was used with the help of SPSS software version 22 and Smart pls version 2. The results indicate that genuine leadership has a significant effect on organizational ethical behavior with the mediating role of work interaction.
10- Feldner SB, Berg KT. How corporations manage industry and consumer expectations via the CSR report. Public Relat J. 2014.
11-Hsiao, Y.-C., Chen, C.-J., & Chang, S.-C; (2016). Knowledge
Management Capacity and Organizational Performance: The Social Interaction View; International Journal of Manpower, Vol:32, No:5, 645-660.
12-Schein, E. H. (2010). Organizational Culture and Leadership (4th ed.). San.
13-Francisco, CA: Jossey-Bass. Shah, N., Anwar, S., & Irani, Z. (2017). The impact of organizational justice on ethical behaviour. International Journal of Business Innovation and Research, 12(2), 240–258
14-Tomasz,G (2020) Influence of Authentic Leadership on Unethical Pro-Organizational Behavior: The Intermediate Role of Work Engagement, Sustainability 2020, 12, 1182.
15- Venâncio, Sara Filipa Gonçalves(2015) Ethical leadership and unethical pro-organizational behavior: A moderated mediation model of affective commitment and authenticity at work, Nova School of Business and Economics
_||_بررسی تاثیر رهبری اصیل بر رفتار غیر اخلاقی سازمانی با نقش میانجی تعامل کاری (مورد مطالعه: سازمان امور مالیاتی استان تهران)
چکیده:
تحقیق حاضر با هدف بررسی تأثیر رهبری اصیل بر رفتار غیراخلاقی سازمانی با نقش میانجی تعامل کاری (مورد مطالعه: سازمان امور مالیاتی شهر و استان تهران) صورت گرفته است. این تحقیق از نظر هدف، کاربردی از نظر ماهیت و روش انجام، توصيفي و غیرآزمایشی، از نظر داده، کمی و به‌منظور جمع‌آوري داده‌ها و اطلاعات به‌منظور رسیدن به اهداف تحقیق، از پرسشنامه توماسز (2020) استفاده شده است. پایایی پرسشنامه با استفاده از فرمول آلفای کرونباخ 0.869 تعیین شده است. جامعه آماري این تحقیق کارکنان سازمان امور مالیاتی شهر و استان تهران است که تعداد آنها 430 نفر و طبق جدول مورگان، حجم نمونه تعداد 203 نفر میباشد.نمونه ها به روش تصافی ساده انتخاب شدند. جهت آزمون فرضیه‌ها از روش معادلات ساختاری (SEM) به کمک نرم‌افزارهای SPSS نسخه 22 و Smart pls نسخه 2 استفاده شده است. نتایج تحقیق حاکی از آن است که رهبری اصیل تأثیری معنادار بر رفتار غیراخلاقی سازمانی با نقش میانجی تعامل کاری دارد.
واژگان کلیدی:رهبری، رهبری اصیل، رفتار غیراخلاقی سازمانی، تعامل کاری
مقدمه
دنیای امروز به‌شدت به سمت صنعتی شدن پیش می‌رود بازار رقابتی و تجاری شدن، سازمانها را ملزم به توجه به اموری چون بهره‌وری، انعطاف‌پذیری و پاسخگویی ساخته است، توجه همه‌جانبه به دارایی‌های مادی و معنوی سازمان شرط ماندن در دنیای رقابتی را به وجود آورده است. ارتباط و تعامل مناسب با نیروهای انسانی در سازمان در جهت انجام فعالیتهای برنامه‌ریزی‌شده موجب کسب اهداف تعیین‌شده و تعادل و رشد سازمانی می‌گردد. ازجمله مهم‌ترین عوامل تأثیرگذار بر فعالیتهای یکپارچه نیروی انسانی در سازمانها میزان حس، اعتماد و پذیرش است که کارکنان نسبت به مدیران و سازمان‌های خوددارند، چراکه در چنین سازمان‌هایی کارکنان حداکثر توان خود را در نیل به اهداف مدیریت و سازمان به کار می‌گیرند و باعث فضیلت سازمانی از سوی کارکنان سازمانی می‌گردد (فلندر و برگ1،2014). رهبری اصیل از تقاطع جنبه‌های مختلف رهبری یعنی مسائل اخلاقی و رفتارسازی‌مانی مثبت ناشی می‌شود. این نوع رهبری بر اخلاق در تصمیم‌گیری استوار بوده و نمایان‌گر کفایت تمرکز روی ادراکات افراد در نقش‌های رهبری بوده و اینکه چگونه افراد نقش خود و محیطشان را می‌سازند. برجسته نمودن این امر اهمیت دارد که رهبری اصیل به فراتر از اصالت رهبر، یعنی به پوشش روابط اصیل با پیروان و دیگر ذینفعان توسعه می‌یابد. رهبران اصیل با توجه به باورها و ارزشهای واقعی خود، تأکید زیادی بر تقویت پیروان داشته و تلاش می‌نمایند، بستر سازمانی مثبت و جذابی را فراهم نمایند. پیروان رهبران اصیل، این رهبران را اصیل، متعهد، با توجه، خودآگاه ادراک نموده و به آنها احترام می‌گذارند، رهبران اصیل عمیقاً خود را متعهد به رفاه دیگران می‌دانند(عبدالله زاده و همکاران،1398). ریشه‌های مفهومی رهبری اصیل با تعریف متداول امروزی آن را می‌توان در کار لوت‌اند و آوولیو یافت. این دو پژوهشگر به هنگام تحقیق در مورد توسعه رهبری اصیل بر روانشناسی مثبت و دیدگاه‌های مثبت تأکید داشتند. پژوهش‌های بعدی وارد حوزه سازمانی شد. ازجمله کامل‌ترین تعریفی که از رهبری اصیل در سازمان ارائه شد، تحقیق آوولیو، لوتان زو والومبو است. این سه محقق رهبر اصیل را این‌چنین تعریف میکنند: رهبر اصیل آگاهی عمیقی نسبت به طرز تفکر و رفتار خود دارد و از ارزش‌ها دیدگاه‌های اخلاقی، دانش و نقاط قوت خود و دیگران آگاه است؛ از بافتی که در آن فعالیت میکنند آگاه است؛ و اعتمادبه‌نفس دارد، امیدوار، خوش‌بین و انعطاف‌پذیر است و خصوصیات اخلاقی بسیار خوبی دارد. در ادامه پژوهشگران تلاش کردند تا تعریف اصیل را ارتقاء دهند. اما در نهایت همین تعریف مبنای نظریه رهبری اصیل قرار گرفت. در تعریف رهبری اصیل تلاش شده است تا این ساخت چندبعدی و چندسطحی باشد؛ به این معنا که عناصر حوزه‌های متفاوت را همچون ویژگی‌های درونی، حالت‌ها، رفتارها، بافت‌ها و ویژگی‌ها داشته باشد. همچنین، سطح‌های متفاوت را - سطح فردی، تیمی و سازمانی- شامل شود. به دلیل درنظرگرفتن چند بعد و چند سطح این است که اندیشمندان سعی داشته‌اند تعریفی جامع و کامل ارائه‌دهنده که پیچیدگی‌های پدیده را در برگیرد. یا همانند بافتی که رهبری اصیل در آن فعالیت دارد. زیرا معتقد بودند که رهبری اصیل در بافت سازمانی بسیار متعالی به وجود می‌آید و رشد میکند(کمیلی بیرجندی،1399).وقتی‌که سطح رهبری اصیل در سازمان پایین باشد، رفتارهای غیراخلاقی را در سازمان در پی دارد. رفتارهای غیراخلاقی در سازمانها بنا به دلایل متعددی انجام می‌شود. در برخی مواقع فرد به دنبال منافع شخصی است و گاهی باهدف آسیب زدن به سازمان آن را انجام میدهد (ورنیک و وانز2،2016). اما در برخی شرایط، فرد باهدف یاری‌رساندن به سازمان به این امر می‌پردازد. آنچه محسوس و البته ناشناخته بود، چنین رفتارهای غیراخلاقی، باهدف ارتقا کارکرد مؤثر سازمان تلاش می‌نمایند، به نهادینه‌سازی رفتارهای غیراخلاقی بپردازند این رفتارها چه از نوع عمد و چه غیر عمد آن، قادرند بر حسن شهرت سازمان آثار و تبعات مخربی داشته باشند (بیگی و همکاران،1395).زمانی که سطح رهبری اصیل در سازمان بالا باشد، منجر به مشارکت آنها در سازمان و هماهنگی کارکنان و ایجاد روابط مؤثر بین مدیران و کارکنان می‌شود و می‌توان انتظار داشت سازمان نقاط ضعف خود را بهتر شناسایی کند و به رفع تعارض و بهبود شرایط خود اقدام کند، سازمان پویا و به‌روز خواهد بود و حفظ انسجام سازمان و تعامل میان فردي کارکنان را در پی خواهد داشت. تعامل کاری به‌طورکلی وسعتی است که اعضای سازمان با يکديگر، بر پايه اعتماد، ارتباط و هماهنگی در تعامل هستند. می‌توان بیان نمود که از طريق تعامل کاری، کارمندان و واحدهای سازمانی فرصت‌های بیشتری را برای اشتراک منابع يا دانششان کسب میکنند و جريان دانش درون سازمان افزايش می‌یابد. اين امر منجر به بهبود عملکرد سازمان خواهد شد (هسایو و همکاران3،2016) همانطور که توسط شاین (2010) تعریف شده است، اخلاق مطالعه انتقادی مفروضاتی است که تکامل یافته و به اعضای یک سازمان آموزش داده می شود. اخلاق همچنین می تواند تا حدی با نقش های رهبری مرتبط باشد. رهبران باید خود را به عنوان الگوهای رفتار اخلاقی معرفی کنند تا بتوان یک محیط کاری موفق در دراز مدت ایجاد کرد.
.پیرامون تاثیر رهبری اصیل بر رفتار غیر اخلاقی سازمانی مطالعات و پژوهش هایی در داخل و خارج از کشور انجام شده است که در ادامه به نتایج برخی از آنها اشاره می شود:
عربشاهی و منصورفیصل(1400) با بررسی«تاثیر مشارکت و تعامل بر وفاداری مشتری با نقش میانجی اعتماد و تعامل به این نتیجه رسیدند که مشارکت بر تعامل و اعتماد آنلاین و وفاداری مشتری تاثیر معناداری دارد. ضرغامیوند(1400) در پژوهشی به مطالعه و بررسی آیتم‌های موثر بر چگونگی توانمندسازی کارکنان درمقابل چالشهای کاری با نقش میانجی نوع رهبری و تعامل متقابل در سازمان پرداخت.نتایج پزوهش وی نشان داد که توانمندسازی کارکنان تاثیری معنادار بر نوع رهبری و تعامل متقابل در سازمان دارد.رجنی(1400) در پژوهشی رابطه بین رهبری اصیل و رفتار شهروندی سازمانی مشتری محور و کیفیت خدمات با توجه به نقش میانجی اعتماد به رهبر در اداره کل فرهنگ و ارشاد اسلامی استان گلستان را مورد مطالعه قرار داد. نتایج این پژوهش نشان داد که بین رهبری اصیل و اعتماد به رهبر رابطه معنی داری وجود دارد. بین رهبری اصیل و اعتماد به رهبر با رفتار شهروندی سازمانی مشتری محور رابطه معنی داری وجود دارد. بین رفتار شهروندی سازمانی مشتری محور و کیفیت خدمات رابطه معنی داری وجود دارد.سرمدی و همکاران(1400) در پژوهشی به پیش بینی هویت حرفه ای براساس مؤلفه های ادراک از رهبری اصیل و تعهد شغلی در بین معلمان مقطع ابتدایی ناحیه یک شیراز» پرداختند. نتایج پژوهش آنان نشان داد که با متغیرهای وابستگی حرفه ای، وابستگی سازمانی، پایبندی به ارزش های کار و مشارکت شغلی می‌توان هویت حرفه ای را پیش‌بینی کرد. بنابراین می توان پیش‌بینی هویت حرفه ای را براساس مؤلفه های ادراک از تعهد شغلی در بین معلمان مقطع ابتدایی ناحیه یک شیراز انجام داد. اسماعیلی و همکاران (1399) با بررسی فرایند شکل‌گیری رفتار غیراخلاقی درکسب وکاربه این نتیجه رسیدند که اراده فرد تحت تاثیر هواهای نفسانی (عامل درونی) قرار می گیرد و طی زندگی، فرایند مشخصی بر آن اثر می گذارد تا او از رعایت اخلاق کسب وکار دور شود. عوامل بیرونی نظیر طمع و فریب دنیا، رفتار والدین، مسئولان، قانون گذاران، مدرسان آموزشی، جامعه روحانیت و... در تشدید این آسیب مؤثرند. در نهایت، تقوی و ایمان می تواند ضعف اراده فرد را جبران کند.کایا و همکاران4 (2020) به بررسی« آیا رهبری خدمتگزار بهتر از رهبری اصیل، تعامل کاری، رضایت شغلی و عملکرد سازگار را توضیح میدهد؟ » پرداختند. نتایج نشان داد که شواهد در مورد ساز و کارهای اساسی ارتباط رهبری خدمتگزار و رهبری اصیل با نتایج هنوز کم است. تحقیقات موجود در مورد رهبری خدمتگزار و رهبری اصیل تاکنون از عملکرد انطباقی در مشاغل خدمات خط مقدم غافل شده است. با این بیان، هدف این مقاله به دنیال پر کردن این خلا ها است.توماس5(2020) به بررسی «تأثیر رهبری اصیل بر رفتار غیراخلاقی سازمانی: با نقش میانجی تعامل کاری» پرداخت. این بررسی نشان میدهد که رهبری اصیل، زیردستان را وادار به انجام رفتارهای غیراخلاقی سازمانی میکند. این بدان معنا نیست که شخص باید از رهبری اصیل دست بکشد، بلکه فقط توجه بیشتری به یادگیری آنچه در یک سازمان از نظر اخلاقی قابل قبول است و غیرقابل قبول نیست، داشته باشد. پس از تعیین ارزش های سازمانی، اخلاق باید با ارزشهای اساسی سازمان ادغام شود. با این حال، هنگام ارزیابی رهبران، اخلاق آنها باید مورد توجه قرار گیرد.آلبرشت و همکاران6 (2018) با بررسی منابع سازمانی، جو تعامل سازمانی و مشارکت کارکنان نشان دادند که هر شش منبع سازمانی ارتباط مثبتی با جو تعامل سازمانی دارند. اقدام منابع انسانی ادراک شده، شفافیت سازمانی، رهبری ارشد و انعصاف پذیری سازمانی تاثیر مثبتی بر جو تعامل سازمانی دارند و چابکی استراتژیک و استقلال سازمانی تاثیر مثبت بر مشارکت کارکنان دارند.ونانسیو7 (2015) در پژوهشی رهبری اخلاقی و رفتار غیراخلاقی سازمانی را با نقش میانجی تعهد عاطفی و اصالت در کار مورد مطالعه قرار داد.نتایج پژوهش وی نشان داد که رهبر اخلاقی تعهد عاطفی سازمانی کارمندان را افزایش میدهد که احتمال شرکت درUPB (رفتار غیراخلاقی سازمانی) را نیز افزایش میدهد. با این حال، وقتی کارمندان در کار احساس اصالت میکنند، رابطه غیر خلاقی کاهش می یابد.
با توجه به مبانی نظری و ادبیات پزوهش باید گفت عدم توجه به موضوع توانمندسازی و بی‌اعتنایی به ابتکار و نوآوری، به مرور زمان کارکنان و مدیران را در سازمان به مهره‌های صرفاً اداری و اجرایی مبدل می سازد به طوری که بحث و تفکر درباره کار به همراه آموزش و کسب معلومات جدید در این زمینه، برای آنها بی‌فایده و فاقد ارزش عملی جلوه میکند. منابع انسانی اگر خود را جزئی از سازمان ندانند و در راستای دستیابی به اهداف سازمان تلاش ننمایند و سازمان نیز، در مدیریت خود به استعدادهای کارکنان توانمند و شایسته بها ندهد و محیطی منعطف برای رشد و شکوفاییِ شایستگی‌های آنها ایجاد ننماید، افراد به مرور زمان انگیزه خود برای همسوسازی استراتژی‌ها و یا حتی آسیب‌شناسی سازمانی در جهت شناسایی اولویت‌های سازمان و منابع انسانی را از دست خواهند داد. از سوی دیگر رهبری سازمان منوط به مشروعیت کارکنان است و ازآنجاکه رهبری اصیل در سازمان با خصوصیت ثبت اخلاقی خود و ایجاد شفافیت در سازمان، زمینه ایجاد محیط کار سالم و با اعتماد مقابل را فراهم می‌آورد، لذا در این راستا سبک رهبری مدیران تأثیرات زیادی بر رضایت، فعالیت‌ها و دل‌بستگی شغلی کارمندان و درنتیجه موفقیت سازمان دارد. رهبری اصیل با ایجاد اعتماد در کارکنان، می‌تواند به نتایج سودمندی ازجمله دل‌بستگی شغلی کارکنان در سازمان دست یابد. بر این اساس و با توجه به آنچه گفته شده این پزوهش در صدد آن است که به این سوال پاسخ دهد که: رهبری اصیل با نقش میانجی تعامل کاری به چه میزان بر رفتار غیر اخلاقی سازمانی کارکنان امور مالیاتی استان تهران موثر است؟
فرضیه های های پژوهش
- رهبری اصیل تأثیر معناداری بر تعامل کاری کارکنان سازمان امور مالیاتی تهران دارد.
- رهبری اصیل تأثیر معناداری بر رفتار غیراخلاقی سازمانی کارکنان سازمان امور مالیاتی تهران دارد.
- تعامل کاری تأثیری معنادار بر رفتار غیراخلاقی سازمانی کارکنان سازمان امور مالیاتی تهران دارد.
روش پژوهش
تحقیق حاضر باهدف بررسی تأثیر رهبری اصیل بر رفتار غیراخلاقی سازمانی با نقش میانجی تعامل کاری (مورد مطالعه: سازمان امور مالیاتی شهر و استان تهران) صورت گرفته است. جامعه آماري این تحقیق کارکنان سازمان امور مالیاتی شهر و استان تهران است که تعداد آنها 430 نفر و طبق جدول مورگان، حجم نمونه تعداد 203 نفر میباشد.نمونه ها به روش تصافی ساده انتخاب شدند.برای گردآوری داده های مورد نیاز پژوهش از پرسشنامه توماسز(2020) برای سنجش سه متغیر رهبری اصیل، رفتار غیراخلاقی سازمانی و تعامل کاری مورد استفاده قرار گرفت. برای کسب اطمینان از اعتبار ابزار از ضریب آلفای کرونباخ استفاده شد.برای به دست آوردن پایایی ابتدا 20 پرسشنامه بین جامعه آماری توزیع شد که پس از تجزیزه و تحلیل ، پایایی سه متغیر اساسی پژوهش(رهبری اصیل، رفتار غیراخلاقی سازمانی و تعامل کاری) به ترتیب 0.890، 0.862 و 0.856 محاسبه شد. برای تجزیزیه و تحلیل داده های کمی در سطح آمار توصیفی از جداول و شاخصهاي مركزي نظير ميانگين و همچنين شاخصهاي پراكندگي نظير انحراف معيار استفاده شده است.در سطح استنباطی نیز جهت بررسی توزیع نرمال بودن فراوانی متغیرها از آزمون کلموگروف، جهت پایایی پرسشنامه ها از آلفای کرونباخ، و جهت آزمون فرضیه ها از روش معادلات ساختاری (SEM) به کمک نرم افزارهای SPSS نسخه 22 و Smart pls نسخه 2 استفاده شد.
مدل مفهومی پژوهش
مدل پژوهشی تحقیق(توماسز ،2020)
یافته ها
جدول(1). نتایج توصیفی ویژگی‌های دموگرافیک
ردیف | توضیحات | تعداد | درصد فراوانی | |
1 | جنسیت | مرد | 98 | 48.3 |
زن | 105 | 51.7 | ||
2 | سن | بین 25 تا 30 سال | 33 | 16.3 |
بین 31 تا 35 سال | 56 | 27.6 | ||
بین 36 تا 40 سال | 51 | 25.1 | ||
بیشتر از 40 سال | 63 | 31.0 | ||
3 | تحصیلات | دیپلم | 6 | 3.0 |
کاردانی | 7 | 3.4 | ||
کارشناسی | 64 | 31.5 | ||
کارشناسی ارشد | 100 | 49.3 | ||
دکترا | 26 | 12.8 | ||
4 | سابقه کار | بین 5 تا 10 سال | 37 | 18.2 |
بین 10 تا 15 سال | 43 | 21.2 | ||
بین 15 تا 20 سال | 47 | 23.2 | ||
بین 20 تا 25 سال | 36 | 17.7 | ||
بین 25 تا 30 سال | 40 | 19.7 | ||
5 | تاهل | مجرد | 48 | 23.6 |
متاهل | 155 | 76.4 | ||
اعتبارسنجی مدل تحقيق با استفاده از تحلیل عاملی تاییدی و معادلات ساختاری
بر اساس مدل اوليه مشخص گردیدکه تمام نشانگرها دارای مقدار t بیشتر از 96/1 هستند. بنابراين نشانگرها از دقت لازم برای اندازه‌گيری سازه يا صفت‌های مکنون تحقيق برخوردار هستند. به عبارت دیگر نتايج حاصله نشان میدهد نشانگر‌های انتخابی محقق برای اندازه‌گيری اين مفهوم هر يک دارای اهميت بوده و بخش مهمی از اين عامل را اندازه‌گيری میکنند. وجود تائيد در مدل اندازه‌گيری به اين معنا است که اثرات اين متغير بر ساير متغيرها در مدل قابل‌اتکا است زيرا که محقق در اين مرحله مطمئن شده است که سازه صفت‌های مکنون تحقيق به خوبی اندازه‌گيری شده است.
نمودارهای زیر مدل معادلات ساختاری را در حالت تخمین ضرایب استاندارد نشان میدهد. کلیه متغیرهای این مدل به دو دسته‌ی پنهان و آشکار تبدیل می‌شوند. متغيرهاي آشكار (مستطیل) يا مشاهده‌شده به گونه‌ای مستقيم به وسيله پژوهشگر اندازه‌گيري می‌شود، در حالي كه متغيرهاي مكنون (بیضی) يا مشاهده‌نشده به گونه‌ای مستقيم اندازه‌گيري نمی‌شوند، بلكه براساس روابط يا همبستگی‌های بين متغيرهاي اندازه‌گیری شده استنباط می‌شوند.
نمودار (1)مدل اصلی تحقیق در حالت تخمین ضرایب استاندارد
متغيرهاي مكنون بيانگر يك‌سري سازههای تئوريكي هستند، مانند مفاهيم انتزاعي كه مستقیماً قابل‌مشاهده نيستند و از طريق ساير متغيرهاي مشاهده‌شده ساخته و مشاهده می‌شوند. متغيرهاي مكنون به نوبه خود به دو نوع متغيرهاي درون‌زا8 يا جريان‌گيرنده9 و متغيرهاي برون‌زا10 يا جريان‌دهنده11 تقسيم می‌شوند. هر متغير در سيستم مدل معادلات ساختاري می‌تواند هم به عنوان يك متغير درون‌زا و هم يك متغير برون‌زا در نظر گرفته شود. متغير درون‌زا متغيري است كه از جانب ساير متغيرهاي موجود در مدل تأثير می‌پذیرد. در مقابل متغير برون‌زا متغيري است كه هیچ‌گونه تأثيري از ساير متغيرهاي موجود در مدل دريافت نمی‌کند بلكه خود تأثير می‌گذارد. در این مدل متغیر رهبری اصیل متغیر برون‌زا (مستقل) و رفتار غیراخلاقی سازمانی (وابسته) متغیر درون‌زا و متغیر تعامل کاری متغیر جریان گیرنده می‌باشند. در این نمودار اعداد و یا ضرایب به دو دسته تقسیم می‌شوند. دسته اول تحت عنوان معادلات اندازه‌گیری هستند که روابط بین متغیرهای پنهان (بیضی) و متغیرهای آشکار (مستطیل) را نشان می‌دهند. این معادلات را اصطلاحاً بارهای عاملی12 گویند. دسته دوم معادلات ساختاری هستند که نشان‌دهنده روابط بین متغیرهای پنهان و پنهان می‌باشند و برای آزمون فرضیات استفاده می‌شوند. به این ضرایب اصطلاحاً ضرایب مسیر13 گفته می‌شود. اعداد درون بیضی شاخص ضریب تعیین (R-Square) را نشان میدهد.
نمودار (2).مدل اصلی معادلات ساختاری در حالت معناداری(t-value)
نمودار (2).مدل معادلات ساختاری را در حالت معناداری ضرایب (t-value) نشان میدهد. این مدل در واقع تمامی معادلات اندازه‌گیری (بارهای عاملی) و معادلات ساختاری را با استفاده از آماره t، آزمون میکند. بر طبق این مدل، ضریب مسیر و بار عاملی در حالت استاندارد در سطح اطمینان 95% معنادار می‌باشند اگر مقدار آماره‌ی t خارج بازه 96/1- تا 96/1+ قرار گیرد. مقادير محاسبه شده t برای هر يک از بارهای عاملی هر نشانگر با سازه يا متغير پنهان خود بالای 96/1 است. لذا می توان همسويی سوالات پرسشنامه برای اندازه‌گيری مفاهيم را در اين مرحله معتبر نشان داد. در واقع نتایج جدول فوق نشان میدهد آنچه محقق توسط سوالات پرسشنامه قصد سنجش آنها را داشته است توسط اين ابزار محقق شده است. لذا روابط بين سازه‌ها يا متغيرهای پنهان قابل‌استناد است. برای آن‌که نشان دهيم اين مقادير به‌دست آمده تا چه حد با واقعيت‌های موجود در مدل تطابق دارد بايد شاخص‌های برازش مورد مطالعه قرار گيرد.
به منظور تحلیل ساختار پرسشنامه و کشف عوامل تشکیل‌دهنده هر سازه از تحلیل عاملی تأییدی استفاده شده است. نتایج تحليل عاملي تأييدي در جدول 4-5 خلاصه شده‌اند. بارهای عاملی مرتبه اول مربوط به سازههای تحقیق همگی در سطح خطای 5 درصد آزمون شده‌اند، تمامی بارهای عاملی در سطح اطمینان 95% معنادار شده‌اند (آماره t خارج بازه 96/1- تا 96/1+ قرار گرفته‌اند) و توانسته‌اند سهم معناداری در اندازه‌گیری سازه مربوطه ایجاد کنند. شاخصی که بار عاملی بالاتری داشته باشد، سهم بیشتری در اندازه‌گیری سازه مربوطه ایفا کرده است. در واقع نتایج فوق نشان میدهد آنچه محقق توسط سوالات پرسشنامه قصد سنجش آنها را داشته است توسط اين ابزار محقق شده است. لذا روابط بين سازه ها يا متغير های پنهان قابل استناد است.
جدول(2). نتایج تحلیل عاملی تأییدی (loading factor)
متغیر پنهان | متغیر آشکار | بار عاملی | سطح معنی داری | نتیجهِ حضور گویه |
رهبری اصیل | مدیرم برای کارکنان خود، فداکاری میکند | 0.882 | <0.01 | معنادار است |
مدیرم براي بهبود ارتباطات خود با دیگران، همواره به گرفتن بازخورد از دیگران اهمیت میدهد. | 0.850 | <0.01 | معنادار است | |
مدیرم به رفاه اجتماعی کارکنان اهمیت میدهد | 0.914 | <0.01 | معنادار است | |
مدیرم کارکنان را به شرکت در تصمیمات گروهی تشویق میکند | 0.864 | <0.01 | معنادار است | |
مدیرم نشان داده است که از نقاط قوت و ضعف خود آگاه است | 0.919 | <0.01 | معنادار است | |
مدیرم در هنگام انجام امور، مثبت اندیش است | 0.862 | <0.01 | معنادار است | |
مدیرم محیط کاری منعطفی برای افزایش انگیزه در کارکنان ایجاد نموده است | 0.919 | <0.01 | معنادار است | |
مدیرم از نیازها و کمبودهای کارکنان آگاه است | 0.850 | <0.01 | معنادار است | |
مدیرم از قوانین و مقررات سازمان پیروی میکند | 0.895 | <0.01 | معنادار است | |
رفتار غیر اخلاقی سازمانی | اگر سازمان من نیاز داشته باشد، از ارائه خدمات به مشتری کوتاهی میکنم | 0.754 | <0.01 | معنادار است |
نسبت به اهداف و ارزشهای سازمان متعهد نیستم | 0.744 | <0.01 | معنادار است | |
دیگران را به کم کاری تشویق میکنم | 0.894 | <0.01 | معنادار است | |
در مورد سازمانم اغراق میکنم و آنرا بزرگتر از حد جلوه میدهم | 0.847 | <0.01 | معنادار است | |
در انجام امور، احساس مسؤولیت ندارم | 0.822 | <0.01 | معنادار است | |
در رفع مشکلات سازمان تلاش نمیکنم | 0.755 | <0.01 | معنادار است | |
مشارکتی در اتخاذ تصمیمات گروهی ندارم | 0.743 | <0.01 | معنادار است | |
تعامل کاری | مدیرانِ سازمان، روابط مناسبی با کارکنان دارند | 0.806 | <0.01 | معنادار است |
کارکنان سازمان، روابطی صمیمانه در جهت نیل به اهداف سازمان دارند | 0.796 | <0.01 | معنادار است | |
سازمان تعامل مناسبی با مراجعان خود دارد | 0.843 | <0.01 | معنادار است | |
سازمان تعامل و ارتباطات مناسبی با سایر سازمانها و نهادها دارد | 0.805 | <0.01 | معنادار است | |
سازمان در فعالیتهای اجرایی خود به تعامل کارکنان توجه میکند | 0.877 | <0.01 | معنادار است | |
کارکنان به کمک تعامل کاری، از حداکثر توانایی خود در سازمان استفاده میکنند | 0.829 | <0.01 | معنادار است | |
تصمیمات مشارکتی سازمان، از کارآیی و قابلیت اجرایی لازم برخوردارند | 0.839 | <0.01 | معنادار است | |
تمرکز مدیران بر ارتباط با کارکنان در جهت دستیابی به اهداف سازمان است. | 0.763 | <0.01 | معنادار است |
به طور كلي در كار با برنامه pls، هر یک از شاخص‌های به دست آمده براي مدل به تنهايي دليل برازندگي مدل يا عدم برازندگي آن نيستند، بلكه اين شاخص‌ها را بايد در كنار يكديگر و با هم تفسير كرد. برای ارزيابی مدل تحليل عاملی تأییدی و مدل مسير چندين مشخصه برازندگی وجود دارد. در اين پژوهش برای ارزيابی مدل تحليل عاملی تأییدی از شاخص‌های کای دو(
)، ميانگين مجذورات باقیمانده (RMR)، شاخص برازندگي(GFI)، شاخص تعديل برازندگي(AGFI)، شاخص نرم‌شده برازندگي (NFI)، شاخص نرم‌نشده برازندگي (NNFI)، شاخص برازندگي فزاينده (IFI)، شاخص برازندگي تطبيقي (CFI) و شاخص بسيار مهم ريشه دوم برآورد واريانس خطاي تقريب RMSEA استفاده شده است. از آزمون اغلب به عنوان شاخص موفقيت نام برده مي‌شود. اين شاخص به سادگي نشان مي‌دهد كه آيا بيان مدل ساختار روابط ميان متغيرهای مشاهده شده را توصيف مي‌كند يا خير. هر چقدر مقدار کوچک‌تر باشد بهتر است. اين شاخص معمولاً تحت شرايط نرمال بودن چند متغيره صادق است و نسبت به اندازه نمونه حساس است، زيرا ممكن است يك مدل در اندازه نمونه کم تناسب داشته باشد، ولي در نمونه زياد برازش نداشته باشد. برخي محققان از نسبت مجذور کای‌دو به عنوان شاخص جايگزيني استفاده مي‌كنند، اما اين شاخص نيز محدوديت‌هایی مشابه دارد. در مورد نسبت مجذور کای دو به درجه آزادی قطعيت وجود ندارد و در منابع مقدار زير 3 قابل قبول است که در مدل حاضر اين مقدار 684/2 محاسبه شده است. معيار GFI نشان‌دهنده اندازه‌ای از مقدار نسبی واریانس‌ها و کوواريانس‌ها میباشد که توسط مدل تبيين می‌شود. اين معيار بين صفر تا يک متغير میباشد که هرچه به عدد يک نزدیک‌تر باشد، نيکويي برازش مدل با داده‌های مشاهده شده بيشتر است. مقدار GFI گزارش‌شده برای اين مدل برابر با مقدار 92/0است. برای بررسی اينکه مدل مورد نظر چگونه برازندگي و صرفه‌‌جويي را با هم تركيب مي‌كند از شاخص بسيار توانمند ريشه دوم برآورد واريانس خطاي تقريب RMSEA استفاده شده است. شاخص RMSEA، ريشة ميانگين مجذورات تقريب میباشد. اين شاخص برای مدل‌های خوب 05/0 و کمتر است. هرچه RMSEA براي مدل مورد آزمون نزديك‌تر به صفر باشد، مدل مذكور برازش بهتري دارد، مقدار ناچيزRMSEA در اين مدل (089/0)، نشان از تبيين مناسب کوواریانس‌ها دارد. هنگامي كه ميانگين ماتريس واريانس- كوواريانس داده‌ها شناخته شده باشد، اين شاخص يك شاخص با ارزشي است. ارزيابي آن هنگامي كه ماتريس واريانس- كوواريانس غيراستاندارد مورد استفاده قرار گيرد سخت و مشكل است. برای بررسی اينکه يك مدل به خصوص در مقايسه با ساير مدل‌هاي ممكن، از لحاظ تبيين مجموعه‌اي از داده‌هاي مشاهده‌شده تا چه حد خوب عمل مي‌كند از مقادير شاخص نرم‌شده برازندگي (NFI)، شاخص نرم‌نشده برازندگي (NNFI)، شاخص برازندگي فزاينده (IFI) و شاخص برازندگي تطبيقي (CFI) استفاده شده است. مقادير بالای 9/0 اين شاخص‌ها حاکی از برازش بسيار مناسب مدل طراحی شده در مقايسه با ساير مدل‌های ممکنه است. همانطور که مشخصه‌های برازندگی نوشته شده در پایین مدل‌ها و جدول زیر نشان میدهد، داده‌های اين پژوهش با ساختار عاملی و زيربنای نظری تحقيق برازش مناسبی دارد و اين بيانگر همسو بودن سؤالات با سازههای نظری است.
جدول(3). شاخص‌های برازش مدل
نام شاخص | برآوردهای مدل | حد مجاز |
(كاي دو بر درجه‌ي آزادي) | 684/2 | کمتر از 3 |
GFI(نيكويي برازش) | 92/0 | بالاتر از 9/0 |
RMSEA(ريشه ميانگين مربعات خطاي برآورد) | 089/0 | کمتر از 1/0 |
CFI (برازندگي تعديل يافته) | 95/0 | بالاتر از 9/0 |
NFI(برازندگي نرم شده) | 92/0 | بالاتر از 9/0 |
NNFI(برازندگي نرم نشده) | 95/0 | بالاتر از 9/0 |
IFI (برازندگي فزاينده) | 95/0 | بالاتر از 9/0 |
تحلیل فرضیه‌های تحقیق
جدول(4). ضرایب مسیر، آماره t و نتیجه فرضیه تحقیق
فرضیات تحقیق | ضریب مسیر(β) | آماره t | نتیجه فرضیه محقق |
رهبری اصیل ← تعامل کاری | 0.466 | 7.020 | تایید می گردد |
رهبری اصیل ← رفتار غیر اخلاقی سازمانی | 0.347- | 3.964 | تایید می گردد |
تعامل کاری ← رفتار غیر اخلاقی سازمانی | 0.165- | 1.450 | رد می گردد |
بر اساس نتایج جدول (4) آزمون اولین فرضیه پژوهش حاکی از تاثیر رهبری اصیل بر تعامل کاری باضريب مسير 466/0 است که دارای مقدار t 020/7 میباشد. مقدار t برای اين پارامتر (طبق قاعده خطای پنج درصد در ناحیه رد فرض صفر برای مقادير بالای 96/1 در هر پارامتر مدل)، بالای 96/1 محاسبه شده است. لذا می‌توان بيان نمود که فرض صفر با 95 درصد اطمينان رد می‌شود، به عبارت دیگر رهبری اصیل، بر تعامل کاری دارای اثر معنی‌داری به لحاظ آماری است و هر چه رهبری اصیل بیشتر مورد توجه قرار گیرد، تعامل کاری افزایش می‌یابد.
آزمون دومین فرضیه پژوهش نشان از تاثیر رهبری اصیل بر رفتار غیر اخلاقی سازمانی با ضريب مسير 347/0- است که دارای مقدار t 964/3 میباشد. مقدار t برای اين پارامتر (طبق قاعده خطای پنج درصد در ناحیه رد فرض صفر برای مقادير بالای 96/1 در هر پارامتر مدل)، بالای 96/1 محاسبه شده است. لذا می‌توان بيان نمود که فرض صفر با 95 درصد اطمينان رد می‌شود، به عبارت دیگر رهبری اصیل، بر رفتار غیر اخلاقی سازمانی دارای اثر معنی‌داری به لحاظ آماری است و هر چه رهبری اصیل بیشتر مورد توجه قرار گیرد، رفتار غیر اخلاقی سازمانی کاهش می‌یابد.
آزمون سومین فرضیه پژوهش نشان داد که اثر تعامل کاری بر رفتار غیر اخلاقی سازمانی دارای ضريب مسير 165/0- است که دارای مقدار t 450/1 میباشد. مقدار t برای اين پارامتر (طبق قاعده خطای پنج درصد در ناحیه تایید فرض صفر برای مقادير کمتر از 96/1 در هر پارامتر مدل)، کمتر از 96/1 محاسبه شده است. لذا می‌توان بيان نمود که فرض صفر با 95 درصد رد می‌شود.
بحث و نتیجه گیری
این پژوهش با هدف بررسی تاثیر رهبری اصیل بر رفتار غیر اخلاقی سازمانی با نقش میانجی تعامل کاری درسازمان امور مالیاتی استان تهران به روش توصیفی - پیمایشی با استفاده از معادلات ساختاری به انجام رسید. نتایج آزمون اولین فرضیه پژوهش نشان داد که رهبری اصیل با ضریب مسیر 46.6% بر تعامل کاری تأثیر معنی داری دارد. نتایج این فرضیه همسو با تحقیق توماسز (2020) می باشد.
در توضیح و تشریح این نتیجه می توان گفت زمانی که سطح رهبری اصیل در سازمان بالا باشد، منجر به مشارکت آنها در سازمان و هماهنگی کارکنان و ایجاد روابط مؤثر بین مدیران و کارکنان می‌شود و می‌توان انتظار داشت سازمان نقاط ضعف خود را بهتر شناسایی کند و به رفع تعارض و بهبود شرایط خود اقدام کند، سازمان پویا و به‌روز خواهد بود و حفظ انسجام سازمان و تعامل میان فردي کارکنان را در پی خواهد داشت. تعامل کاری به‌طورکلی وسعتی است که اعضای سازمان با يکديگر، بر پايه اعتماد، ارتباط و هماهنگی در تعامل هستند. می‌توان بیان نمود که از طريق تعامل کاری، کارمندان و واحدهای سازمانی فرصت‌های بیشتری را برای اشتراک منابع يا دانششان کسب میکنند و جريان دانش درون سازمان افزايش می‌یابد. اين امر منجر به بهبود عملکرد سازمان خواهد شد.
نتایج آزمون دومین فرضیه پزوهش نشان داد که رهبری اصیل با ضریب مسیر 34.7% بر رفتار غیر اخلاقی سازمانی تأثیر معنی داری دارد. نتایج این فرضیه همسو با تحقیق ونانسیو (2015) می باشد.
در توضیح و تشریح این نتیجه می توان گفت که دنیای امروز به‌شدت به سمت صنعتی شدن پیش می‌رود بازار رقابتی و تجاری شدن، سازمانها را ملزم به توجه به اموری چون بهره‌وری، انعطاف‌پذیری و پاسخگویی ساخته است، توجه همه‌جانبه به دارایی‌های مادی و معنوی سازمان شرط ماندن در دنیای رقابتی را به وجود آورده است. وقتی‌که سطح رهبری اصیل در سازمان پایین باشد، رفتارهای غیراخلاقی را در سازمان در پی دارد. رفتارهای غیراخلاقی در سازمانها بنا به دلایل متعددی انجام می‌شود. در برخی مواقع فرد به دنبال منافع شخصی است و گاهی باهدف آسیب زدن به سازمان آن را انجام میدهد. اما در برخی شرایط، فرد باهدف یاری‌رساندن به سازمان به این امر می‌پردازد. آنچه محسوس و البته ناشناخته بود، چنین رفتارهای غیراخلاقی، باهدف ارتقا کارکرد مؤثر سازمان تلاش می‌نمایند، به نهادینه‌سازی رفتارهای غیراخلاقی بپردازند این رفتارها چه از نوع عمد و چه غیر عمد آن، قادرند بر حسن شهرت سازمان آثار و تبعات مخربی داشته باشند.
نتیجه آزمون سومین فرضیه پژوهش نشان داد که تعامل کاری ، با ضریب مسیر 16.5% ، بر رفتار غیر اخلاقی سازمانی تأثیر معنی داری ندارد. نتایج این فرضیه همسو با تحقیق توماسز (2020) می باشد، و این فرضیه نیز در تحقیق توماس نیز رد شده است و 0.01- بدست آمده است.
در توضیح و تشریح این نتیجه می توان گفت ارزش‌هایی که روابط اثربخش کارکنان و سازمانها را تقویت میکنند و منجر به تعامل کاری کارکنان خواهد شد. تعامل در فعالیتهای سازمان، خصوصیاتی را در افراد ایجاد میکند که ربط مستقیمی به بازدهی کاری آنان دارد. درک کارکنان در مورد رفتارهای اخلاقی در سازمان می‌تواند باعث افزایش چشمگیر تعامل کارکنان شود.
با توجه به نتایج این پژوهش؛ پیشنهادات ذیل ارائه می شود:
- سهیم کردن کارکنان در فعالیت ها و تصمیم گیری های سازمانی با هدف کاهش مقاومت آنان در برابر تحولات سازمانی
- دادن اختیار و آزادی عمل به کارکنان برای ارائه دیدگاه های خود در رابطه با عملکرد و فعالیت های سازمان
- تقویت فرهنگ سازمانی با هدف تبعیت و پیروی کارکنان از قوانین و مقررارت سازمانی و توجه به سلسله مراتب اداری
- ایجاد فضا و بستر مناسب برای اعتماد متقابل بین کارکنان و مدیران ارشد سازمان با هدف توسعه ارتباطات سازمانی
منابع
1- اسماعیلی،مرجان ،حیدری، محمدرضا ،مقدم،وحید.(1399).فرایند شکل گیری رفتار غیراخلاقی درکسب وکار: مطالعه موردی بر مبنای نظریه داده بنیاد در بازار اصفهان، دوره آموزش های مجازی، شپاره40، پیاپی 60،144-127.
2- بیگی هرچگانی، ابراهیم، بنی مهد، بهمن، رئیس زاده، سید محمدرضا، رویایی، رمضانعلی.(1395). بررسی تاثیر ویژگی رفتاری فرصت طلبی بر هشداردهی حسابرسان، دو فصلنامه حسابداری ارزشی و رفتاری،1(2)، 95-65.
3- رجنی، طیبه.(1400).بررسی رابطه بین رهبری اصیل و رفتار شهروندی سازمانی مشتری محور و کیفیت خدمات با توجه به نقش میانجی اعتماد به رهبر در اداره کل فرهنگ و ارشاد اسلامی استان گلستان،چهارمین همایش بین المللی دانش و فناوری هزاره سوم اقتصاد ، مدیریت و حسابداری ایران،تهران.
4- سرمدی، محمدرضا و صیف، محمدحسن و منصوری، مرتضی(1400)پیش بینی هویت حرفه ای براساس مولفه های ادراک از رهبری اصیل و تعهد شغلی در بین معلمان مقطع ابتدایی ناحیه یک شیراز،نخستین کنفرانس ملی آینده پژوهی، علوم تربیتی و روانشناسی،شیراز.
5- ضرغامی وند خامنه، سارا.(1400).مطالعه و بررسی آیتم های موثر بر چگونگی توانمندسازی کارکنان درمقابل چالشهای کاری با نقش میانجی نوع رهبری و تعامل متقابل در سازمان،سومین کنفرانس بین المللی توسعه و ترویج علوم انسانی و مدیریت در جامعه،تهران.
6- عبداله زاده، لاله، دشتی، مهرزاد، گودرزوند چگینی، مهرداد، رضایی کلیدبری، حمید رضا(1398)بررسی همبستگی رهبری اصیل و کارکرد شغلی کارکنان دانشگاه علوم پزشکی و تبیین نقش میانجی سرمایه روان‌شناختی و سرمایه اجتماعی. مجله دانشگاه علوم پزشکی گیلان. ۱۳۹۸; ۲۸ (۱۱۲) :۶۱-۷۲.
7- عربشاهی، معصومه و منصورفیصل، طالب(1400)بررسی تاثیر مشارکت و تعامل بر وفاداری مشتری با نقش میانجی اعتماد و تعامل (مورد مطالعه: بانک رشید در عراق)،هفتمین کنفرانس بین المللی تکنیک های توسعه پایدار در مدیریت و مهندسی صنایع با رویکرد شناخت چالش های دائمی.
8- کمیلی بیرجندی، کامران(1399)تاثیر رهبری اصیل بر تعلق خاطر کاری با نقش میانجی حمایت سازمانی ادراک شده،پنجمین کنفرانس ملی اقتصاد ، مدیریت و حسابداری،اهواز.
9- Albrecht.S,Breidahl.E, Marty.A, (2018) "Organizational resources, organizational engagement climate, and employee engagement", Career Development International, https:// doi.org/10.1108/CDI-04-2017-0064.
10- Feldner SB, Berg KT. How corporations manage industry and consumer expectations via the CSR report. Public Relat J. 2014.
11-Hsiao, Y.-C., Chen, C.-J., & Chang, S.-C; (2016). Knowledge
Management Capacity and Organizational Performance: The Social Interaction View; International Journal of Manpower, Vol:32, No:5, 645-660.
12-Schein, E. H. (2010). Organizational Culture and Leadership (4th ed.). San.
13-Francisco, CA: Jossey-Bass. Shah, N., Anwar, S., & Irani, Z. (2017). The impact of organizational justice on ethical behaviour. International Journal of Business Innovation and Research, 12(2), 240–258
14-Tomasz,G (2020) Influence of Authentic Leadership on Unethical Pro-Organizational Behavior: The Intermediate Role of Work Engagement, Sustainability 2020, 12, 1182.
15- Venâncio, Sara Filipa Gonçalves(2015) Ethical leadership and unethical pro-organizational behavior: A moderated mediation model of affective commitment and authenticity at work, Nova School of Business and Economics
Abstract
The aim of this study was to investigate the effect of genuine leadership on organizational unethical behavior with the mediating role of work interaction (Case study: Tax Affairs Organization of Tehran and Tehran province). This research is applied in terms of purpose, descriptive in nature and method, descriptive and non-experimental in terms of data, quantitative and in order to collect data and information in order to achieve the objectives of the research, Thomasz (2020) questionnaire has been used. The reliability of the questionnaire was determined using Cronbach's alpha formula 0.869. The statistical population of this study is the employees of the Tax Administration of the city and province of Tehran, whose number is 430 people and according to Morgan table, the sample size is 203 people. The samples were selected by simple random method. To test the hypotheses, the structural equation method (SEM) was used with the help of SPSS software version 22 and Smart pls version 2. The results indicate that genuine leadership has a significant effect on organizational ethical behavior with the mediating role of work interaction.
Keywords: leadership, genuine leadership, unethical organizational behavior, work interaction
[1] Feldner & Berg
[2] -Wiernik & Ones
[3] - Hsiao, Chang & Chen
[4] - Kaya et al
[5] - Tomasz
[6] - Albrecht et al
[7] - Venancio
[8] - Endogenous
[9] - Downstream
[10] - Exogenous
[11] - Upstream
[12] - Loading factor
[13] - Path coefficients