Examine the impact supervisors' perceptions of interactional justice on abusive supervision: explain the role of moderator authoritarian leadership style (Case study: Sepah Bank)

Subject Areas : Public Policy In Administration

امین زارع ¹ , علیرضا زارعی ² , مهسا جمالی ³ , سعیده روستایی ⁴

1 - دانشجو
2 - دانشجو
3 - دانشجو
4 - فارغ التحصیل

Received: 2017-08-01 Accepted : 2017-09-17 Published : 2017-02-19

Keywords: supervisors' perceptions of interactional justice, authoritarian leadership style, abusive supervision,

Abstract :

The aim and context: The purpose of this study is examine the impact supervisors’ perceptions of interactional justice and authoritarian leadership style on abusive supervision. Also examined the effect of authoritarian leadership style as moderator variable in the relationship between supervisors' perceptions of interactional justice and abusive supervision. Methodology : The statistical population of the study consisted of 126 supervisors of Sepah Bank branches in Shiraz and data collecting tool was questionnaires includes standardized questionnaires interactional justice (Neihoff & Moorman, 1993), authoritarian leadership style (Cheng et al, 2004), and abusive supervision (Tepper, 2000). Validity and reliability the questionnaires using face validity, construct validity and Cronbach's alpha were examined To analyze the data, confirmatory factor analysis and structural equation modeling software and smart PLS (version 2) was used. Results and conclusion: The results showed that supervisors’ perceptions of interactional justice has a negative and significant impact on abusive supervision and authoritarian leadership style as independent variable has Positive and significant impact on abusive supervision. It was also found authoritarian leadership style as a moderator variable, has a positive and significant impact but weak in relationship between supervisors' perceptions of interactional justice and abusive supervision.

Full-Text:



بررسی تاثیر ادراک سرپرستان از ­عدالت تعاملی بر بروز سرپرستی توهین­آمیز: تببین نقش تعدیلگر سبک رهبری خودکامه (مورد مطالعه: بانک سپه)

 

 

چکیده

زمینه و هدف: هدف پژوهش حاضر بررسی تاثیر ادراک سرپرستان از عدالت تعاملی و سبک رهبری خودکامه بر بروز سرپرستی توهین­آمیز بود. همچنین تاثیر سبک رهبری خودکامه در نقش متغیر تعدیل­گر در رابطه بین ادراک سرپرستان از عدالت تعاملی و سرپرستی توهین­آمیز مورد بررسی قرار گرفت.

 

روش‌‌‌شناسی: جامعه آماری پژوهش شامل 126 نفر از سرپرستان شعب بانک سپه شهر شیراز و ابزار گردآوری داده­ها پرسشنامه شامل پرسشنامه­های عدالت تعاملی نیهوف و مورمن (1993)؛ سبک رهبری خودکامه چنگ و همکاران(2004) و سرپرستی توهین­آمیز تپر (2000) بود. روایی و پایایی پرسشنامه­های یاد شده با استفاده از روایی صوری، روایی سازه و همچنین محاسبه آلفای کرونباخ مورد بررسی قرار گرفت و تایید گردید. جهت تجزیه و تحلیل داده­ها، از روش تحلیل عاملی تأییدی و مدل‌سازی معادلات ساختاری  و نرم­افزار اسمارت پی ال اس نسخه 2 استفاده شد.

 

یافته‌‌ها و نتیجه‌گیری: نتایج پژوهش نشان داد که ادراک سرپرستان از عدالت تعاملی دارای تاثیر منفی و معنادار بر بروز سرپرستی توهین­آمیز و سبک رهبری خودکامه در نقش متغیر مستقل، دارای تاثیر مثبت و معنادار بر بروز سرپرستی توهین­آمیز بود. همچنین بر مبنای نتایج مشخص شد سبک رهبری خودکامه به عنوان متغیر تعدیل­گر، دارای تاثیر مثبت و معنادار اما ضعیف در رابطه بین ادراک سرپرستان از عدالت تعاملی و سرپرستی توهین­آمیز می­باشد.

 

واژه­های کلیدی: سرپرستی توهین­آمیز، سبک رهبری خودکامه، ادراک سرپرستان از عدالت تعاملی

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

مقدمه

بر طبق تعاریف موجود، رهبری به عنوان توانایی نفوذ در دیگران و برانگیختن آنها براى همکارى با یکدیگر در جهت تحقق هدف­هاى گروهى تعریف می­شود (یوکل¹، 2002). بیشتر پژوهش‌های مرتبط با موضوع رهبری بر رفتارهایی که موجب بروز گرایش­های کاری مثبت کارکنان و رفتارهایی که موجب بهبود امر رهبری و در نهایت اثربخشی سازمانی می­شوند، متمرکز می­باشد (باس²، 1990؛ یوکل، 2002). میزان تحقیقات صورت گرفته در زمینه رفتارهای کاری غیربهره­ور و لبه تاریک اعمال رهبری پایین بوده ولی جریان مداومی از تحقیقات در زمینه­ رفتارهای نظارتی توهین­آمیز یا مستبدانه وجود دارد. ادراک کارکنان از میزان استفاده پایدار رهبران از رفتارهای خصمانة کلامی و غیر‌کلامی به استثنای اقدام و تماس فیزیکی را سرپرستی توهین­آمیز³ می­گویند (تپر⁴، 2000). نمونه چنین رفتارهایی پرخاشگری، حمله به عزت نفس کارکنان، دشنام و تحقیر آنها، تمسخر و بازخورد منفی و مخرب است (پلایتر⁵، 2010). اگرچه میزان و نرخ بروز این پدیده پایین می­باشد، ولی شواهد تجربی این پدیده را با شغل زیردستان و نارضایتی از زندگی، تمایل به جابجایی و جابجایی واقعی، استرس­های روانشناختی، رفتارهای انحرافی در محل کار و کاهش میزان رفتار شهروندی مرتبط می­دانند (تپر، 2000؛ زلراس⁶ و همکاران، 2002). اگرچه در مورد پیامدهای سرپرستی توهین­آمیز اطلاعات زیادی وجود دارد، ولی تحقیقات مرتبط با پیشایندها و فرانیدهایی که بر این پیامدها تاثیرگذار هستند کم می­باشد (تپر، 2000). بر این اساس هدف اصلی این پژوهش بررسی تاثیر ادراک سرپرستان از عدالت تعاملی⁷ و سبک رهبری خودکامه⁸ به عنوان پیشایند­های سرپرستی توهین­آمیز می­باشد.

 

تدوین فرضیه­ها و مدل مفهومی

پیشایندهای سرپرستی توهین­آمیز

در سال­های اخیر، عدالت سازمانی به عنوان یکی از مهترین متغیرها در زمینه درک تجربه کارکنان از روابط استخدامی، شناخته شده است (شار⁹ و همکاران، 2004). عدالت سازمانی ادراک شده، به میزان ادراک افراد از عدالت موجود در سازمان گفته می­شود. عدالت سازمانی با رفتار عادلانه مردم در سازمان­ها رابطه دارد و در نقطه مقابل، بی­عدالتی سازمانی به نبود انصاف در نتایج، فرایندها و تعاملات درون سازمانی مربوط است (مهداد، 1389). عدالت سازمانی به سه بخش تقسیم می­شود که شامل عدالت توزیعی، عدالت رویه­ای و عدالت تعاملی می­باشد (کولکوئیت، 2001). عدالت توزیعی به معنای ادراک کارکنان از منصفانه بودن نتایج کاری در سازمان است و بیشتر با نتایج فردی کار مانند رضایت از آن ارتباط دارد. عدالت رویه­ای به معنای عادلانه بودن رویه­های تخصیص پاداش، تنبیه، حقوق و مزایا می­باشد و بیشتر با نتایج و پیامدهای سازمانی مرتبط است. در عدالت تعاملی، کارکنان عدالت را از برخوردی که در روابط متقابل شخصی با آنان می­شود، استنباط می­کنند (جزنی و سلطانی، 1395). بر اساس دیدگاه فریس¹⁰(2009)، سه پیش­بین عمده برای خشونت در محیط­های کاری قابل ذکر است: ویژگی­های فردی ( مانند نیاز به حفظ حرمت ذات یا جامعه­ستیزی)، عوامل اجتماعی (مانند ناکامی و استرس) و عوامل سازمانی (مانند تغییر ماهیت کار، فرهنگ و جو سازمانی و رهبری). پژوهش­های متعدد انجام گرفته ( از قبیل فولگر و کونوسکی¹¹، 1989؛ بیس¹²و همکاران، 1998؛ تپر، 2000؛ امبروز¹³ و همکاران، 2002؛ گلمب¹⁴، 2002؛ کندی¹⁵ و همکاران، 2004) در ارتباط با عوامل سازمانی، همگی به ادراک بی­عدالتی سازمانی به عنوان پیش­بین مهم خشونت در محیط کار تاکید دارند (مهداد و همکاران، 1391). 

تحقیقاتی که در حوزه­های غیرمدیریتی انجام شده، نشان­دهنده وجود رابطه بین بی­عدالتی با بروز رفتارهای شغلی غیربهره­ور می­باشد (اکوئینو¹⁶ و همکاران، 1999؛ امبروز و همکاران، 2002؛ اسکارلیکی و فولر¹⁷، 1997). ادراک بی­عدالتی تعاملی باعث ایجاد خشم و ناراحتی نسبت به فرد خاطی می­شود (شوآیگر¹⁸ و همکاران، 1987). حتی ممکن است باعث شود قربانیان بی­عدالتی تعاملی به رفتارهای غیربهره­ور یا بر طبق گفته برون و نمون¹⁹(1996)، رفتارهای خصمانه و پرخاشجویانه روی آورند. ایننس²⁰ و همکاران (2005) گزارش کردند زیردستانی که توسط سرپرستانشان مورد بدرفتاری قرار گرفته­اند، این بدرفتاری را از طریق بروز رفتارهای پرخاشگرانه و خشونت نسبت به سرپرستان تلافی می­کنند (آری²¹ و همکاران، 2007). به دلیل عدم توازن قدرت بین سرپرستان و روسای مستقیمشان، اقدام به تلافی‌جویی در برابر اقدام یک رئیس و مافوق توسط سرپرست، باعث بروز رفتارهای تلافی‌جویانه خواهد شد (بیس و تریپ²²، 1998). سرپرستانی که بی­عدالتی تعاملی را از جانب روسای مستقیم خود تجربه می­کنند، ممکن است استیصال و درماندگی خود در تلافی این بی­عدالتی را بر سر زیردستان خود خالی کنند (آری و همکاران، 2007). باید توجه نمود که گاهی اوقات افراد نسبت به انجام رفتارهای تلافی‌جویانه نسبت به منبع اصلی بدرفتاری به علت ترس از اقدامات تلافی‌جویانه، بی­میل بوده و ترجیح می­دهند که یک هدف و قربانی با قدرت و تهدید کمتری برای تلافی کردن این رفتارها پیدا کنند که این موضوع مطابق با مفهوم پرخاشگری جایگزین شده²³ می­باشد (مارکوس - نیوهال²⁴ و همکاران، 2000). سوء استفاده یا پرخاشگری جایگزین شده، شکلی از بدرفتاری نسبت به یک هدف غیر از منبع اصلی برانگیختگی و عامل بدرفتاری بوده و عموماً در قالب چارچوب فرضیه ناکامی – پرخاشگری قرار می­گیرد (تدسچی و نرمن²⁵، 1985). با توجه به مفهوم پرخاشگری جایگزین شده، سرپرستانی که بی­عدالتی تعاملی را از جانب روسای مستقیم خود تجربه می­کنند، تمایل دارند که این درماندگی و استیصال یا خشم خود را بر سر زیردستانی که توانایی لازم برای دفاع از خود را ندارند، تخلیه کنند. مهداد و همکاران (1391) در پژوهش خود یا عنوان " رابطه عدالت سازمانی ادراک شده با میل به خشونت در محیط کار" دریافتند که بین عدالت رویه‌ای، عدالت توزیعی و عدالت تعاملی با خشونت فیزیکی، خشونت کلامی و خشونت کلی رابطه منفی و معنی‌دار وجود دارد. تپر و همکاران (2006) نیز در پژوهش خود رابطه منفی میان عدالت رویه‌ای و سرپرستی توهین‌آمیز را تایید کردند. ژانگ و بدنال²⁶ (2015) با استفاده از روش فراتحلیل به بررسی پیشایندهای سرپرستی توهین‌آمیز پرداختند. آنها در پژوهش خود، به این نتیجه رسیدند که عدالت تعاملی و رویه‌ای سرپرستان از عوامل موثر بر بروز سرپرستی توهین‌آمیز است.  آری و همکاران (2007)  نیز در پژوهش خود به این نتیجه رسیدند که بین ادراک سرپرستان از عدالت تعاملی و سرپرستی توهین­آمیز رابطه­ای منفی وجود دارد. بر این اساس فرضیه اول پژوهش بدین صورت می­باشد:

فرضیه 1. ادراک سرپرستان از ­عدالت تعاملی دارای رابطه منفی و معنادار با بروز سرپرستی توهین­آمیز می­باشد.

هرسی و بلانچارد²⁷ سبک رهبری را که به عنوان یکی از مهمترین مفاهیم تئوری اثربخشی رهبری می­باشد، بدین گونه تعریف می­کند: سبك رهبري عبارتست از الگوهای رفتاری که رهبر به هنگام هدایت کردن فعالیت­های دیگران از خود نشان می­دهد (هرسی و بلانچارد، 1395). بنابراین سبک رهبری نشان­دهنده شیوه­ای است که رهبران رفتارهای خاصی را از خود بروز می­دهند که این رفتارها بر ادراکات زیردستان نفوذ پیدا کرده و در نهایت بر سایر رفتارهای زیردستان تاثیر می­گذارد (آری و همکاران، 2007). رهبری خودکامه در نقطه مقابل رهبری دمکراتیک و تساوی­خواه قرار دارد. باس (1990) اشاره می­کند که رهبران دمکراتیک از قدرتشان در جهت ایجاد مجموعه­ای از الزامات استفاده کرده که پیروان را به مشارکت در تصمیم­گیری درباره آنچه که باید انجام دهند، ترغیب می­کند (باس، 1990). در نقطه مقابل، سبک رهبری خودکامه به تعیین ساختار سازمانی، فراهم کردن اطلاعات، تعیین آنچه که باید انجام شود، تعیین قوانین و نقش­ها، دادن وعده پاداش برای فرمانبرداری و تهدید به مجازات به علت نافرمانی؛ تمایل دارند (آری و همکاران، 2007). چنگ²⁸ و همکاران (2004) سبک رهبری خودکامه (استبدادی) را به عنوان " رفتارهای رهبری که کنترل و اقتدار مطلق رهبر را بر زیرستان اثبات کرده و اطاعت بی‌چون و چرای زیردستان را مطالبه می­کنند" تعریف می­کنند (چنگ و همکاران، 2004). استبداد، خودبزرگ‌بینی، تمایل به داشتن قدرت بیش از حد بر دیگران، حل تعارض به شیوه جبری، تنبیه‌های نامتناسب با شرایط، بی­اعتمادی به کارکنان، شعار دادن، سرزنش زیردستان به علت اشتباهات خود، در نطفه خفه کردن نظر مخالفان و مخالفت ورزیدن با روابط غیررسمی در سازمان از جمله ویژگی‌های رهبران خودکامه است (اشفورث²⁹، 1994). همچنین سبک رهبری خودکامه نشان‌دهنده تسلط شخصی بیش از حد بر زیردستان، متمرکز‌کننده قدرت در شخص رهبر و ایجادکننده تصمیم­گیری­های یک­طرفه می­باشد. این ویژگی­های سبک رهبری خودکامه نشان می­دهد که طرفداران این سبک رهبری می­خواهند قید و بندها و محدودیت­هایی که در مقابل نمایش رفتارهایی که عدم تقارن قدرت در روابط سرپرست-زیردست را برجسته می­کنند، کاهش دهند (سیو³⁰ و همکاران، 2004). به این ترتیب به نظر می­رسد، سبک رهبری خودکامه به علت تمایل برای داشتن کنترل بیش­ از حد و افزایش قدرت خود به سمت سرپرستی توهین­آمیز تمایل داشته باشد. آری و همکاران(2007) در پژوهش خود به این نتیجه رسیدند که رابطه­ای مثبت بین سبک رهبری خودکامه و سرپرستی توهین­آمیز وجود دارد. همچنین ژانگ و بدنال (2015) در پژوهش فراتحلیل خود وجود رابطه مثبت و معنادار بین سبک رهبرخودکامه و سرپرستی توهین‌آمیز را تایید کردند. بر این اساس فرضیه دوم پژوهش بدین صورت می­باشد:

فرضیه 2: سبک رهبری خودکامه تاثیر مثبت و معناداری بر بروز سرپرستی توهین­آمیز دارد.

 

اثرات متقابل عدالت تعاملی سرپرستان و سبک رهبری خودکامه

بر مبنای دیدگاه کنش متقابل (هاتراپ و جکسون³¹، 1996) به نظر می­رسد که ادراک سرپرستان از عدالت تعاملی و سبک رهبری خودکامه در هنگام تاثیرگذاری بر سرپرستی توهین­آمیز، تاثیرات متقابلی نیز بر هم خواهند داشت. بر مبنای فرضیه ناکامی – پرخاشگری، کارکنی که از رسیدن به هدف خویش توسط همکار یا سرپرست محروم می­گردد، مستقیماً نسبت به منبع ناکام­کننده، پرخاشگری می­کند (مهداد و همکاران، 1391). ادراک بی­عدالتی تعاملی یک تجربه بد و بیرازی‌جویانه را ایجاد می­کند. سرپرستانی که بی­عدالتی تعاملی را از جانب روسای مستقیم خود تجربه می­کنند، احساس خشم، هتک حرمت و استیصال خواهند کرد. اگر چه در چنین شرایطی و با وجود یک تجربه بد و بیزاری‌جویانه، احتمال بروز رفتارهای غیربهره­ور مانند سرپرستی توهین­آمیز سرعت پیدا خواهد کرد، ولی احتمال بروز چنین رفتارهایی تا حدی زیادی بستگی به این دارد که فرد به چه شکلی و چگونه نسبت به آن موقعیت و تجربه بد و بیزاری‌جویانه از خود واکنش نشان دهد (آری و همکاران، 2007). نوع واکنش نسبت به این وضعیت (ادراک بی­عدالتی تعاملی و ایجاد احساس خشم و استیطال ) و اینکه آیا چنین وضعیتی منجر به رفتارهای انحرافی می­شود یا نه؛ بستگی به میزان محدودیت­ها و کنترل­­کننده­هایی که باعث رفتارهای بازدارنده می­شوند، دارد (رابینسون و بنت³²، 1997). یکی از این محدودیت­ها و کنترل­­کننده­ها، سطوح پایین سبک رهبری خودکامه می­باشد. همانطور که اشاره شد، افرادی که از خودکامگی بالایی در سبک رهبری خود برخوردار هستند دارای محدودیت­های داخلی کم و در مقابل دارای تمایل بالایی برای کنترل دیگران بوده و در نتیجه چنین حالتی، رفتارهایی مانند نادیده­ گرفتن نظرات زیردستان، کاهش میزان مشارکت زیردستان و اصرار و پافشاری بر اطاعت مطلق زیردستان بوجود می­آید (فار و چنگ³³، 2000). تجربه بد از بی­عدالتی تعاملی شرایط مطلوبی برای افرادی که تمایل شدیدی به کنترل دیگران دارند بوجود آورده و آنها را به سمت سرپرستی توهین­آمیز سوق می­دهد. بعضی از پژوهش­ها نقش تعدیل­گری متغیرهای فردی مختلفی را بر رابطه بین ادراک بی­عدالتی و بروز رفتارهای غیربهره­ور بررسی نموده­اند (اکوئینو و همکاران، 2004) ولی نقش رفتارهای ضد بهره­ور سرپرستان تاکنون بررسی نشده است که بر این اساس فرضیه سوم به صورت زیر خواهد بود:

فرضیه 3. سبک رهبری خودکامه رابطه بین ادراک سرپرستان از عدالت تعاملی و سرپرستی توهین­آمیز را تعدیل می­کند.

بر مبنای مبانی نظری، مدل مفهومی و فرضیه­های پژوهش به صورت زیر خواهد بود. متغیر ادراک سرپرستان از ­عدالت تعاملی به عنوان متغیر مستقل؛ متغیر سرپرستی توهین­آمیز به عنوان متغیر وابسته و متغیر سبک رهبری خودکامه هم به عنوان متغیر مستقل و هم به عنوان متغیر تعدیل­گر ایفای نقش می­کند.

 

 

شکل (1): مدل مفهومی پژوهش

 

 

روش­شناسی پژوهش

جامعه آماری پژوهش شامل 126 نفر از سرپرستان شعب بانک سپه شهر شیراز بود که تعداد نمونه آماری با استفاده از فرمول کوکران مربوط به جامعه محدود، 95 نفر تعیین شد که در نهایت بر اساس داده­های 88 پرسشنامه عودت داده شده و قابل تحلیل، تجزیه و تحلیل­های آماری صورت گرفت. ابزار گردآوری داده­ها پرسشنامه شامل پرسشنامه­های عدالت تعاملی نیهوف و مورمن³⁴(1993)؛ سبک رهبری خودکامه چنگ و همکاران (2004) و سرپرستی توهین­آمیز تپر (2000) بود. برای سنجش روایی ابزار پژوهش، پرسشنامه­ها در اختیار چند تن از اساتید صاحب­نظر قرار گرفت و روایی صوری و محتوای آنها مورد تایید قرار گرفت. پایایی پرسشنامه­های مورد استفاده در پژوهش نیز به کمک آلفای کرونباخ ارزیابی شد و با توجه به اینکه آلفای کرونباخ پرسشنامه­ها بالاتر از 7/0 بود، پایایی ابزار پژوهش تایید گردید. جهت تجزیه و تحلیل داده­ها، از روش تحلیل عاملی تأییدی و مدل‌سازی معادلات ساختاری و نرم افزار اسمارت پی ال اس (نسخه 2) استفاده شد.

تجزیه و تحلیل داده‌ها

از جهت ویژگی‌های جمعیت‌شناختی پاسخ‌دهندگان، 52 نفر (1/59 درصد) مرد و 36 نفر (9/40 درصد) زن بودند. سن 14 نفر (9/15 درصد) بین 20 تا 30 سال؛ 36 نفر (9/40 درصد) بین 30 تا 40 سال؛ 22 نفر (25 درصد) بین 40 تا 50

 

 

سال و 16 نفر (2/18 درصد) بالای 50 سال بود. از نظر سابقه خدمت؛ 30 نفر (1/34 درصد) زیر 10 سال، 42 نفر (7/47 درصد) بین 10 تا 20 سال و 16 نفر (2/18 درصد) بین 20 تا 30 سال سابقه خدمت داشتند. همچنین 20 نفر (7/22 درصد) پاسخ‌دهندگان دارای تحصیلات دیپلم و فوق دیپلم؛ 50 نفر (8/56 درصد) دارای تحصیلات کارشناسی و 18 نفر (5/20) درصد) دارای تحصیلات کارشناسی ارشد بودند.

 در ادامه برای آزمون فرضیه‌های پژوهش از تکنیک‌های تحلیل عاملی تأییدی و مدل‌سازی معادلات ساختاری استفاده شده است. در این تحقیق به دلیل کم بودن تعداد نمونه آماری تحقیق و نرمال نبودن داده­ها، برای تأیید مدل و پاسخ به فرضیه‌های تحقیق از روش حداقل مربعات جزئی³⁵ استفاده شده است. جدول شماره 1، میانگین واریانس تبیین شده³⁶، پایایی ترکیبی³⁷  ، ضریب تعیین و آلفای کرونباخ را نشان می‌دهد. مقادیر پایایی ترکیبی بین 0 تا 1 می‌باشد و جایگزینی برای آلفای کرونباخ است. مقدار این شاخص نباید کمتر از 6/. باشد. به این شاخص نسبت ديلون- گلداشتاين نیز گفته می‌شود (چین و نیوستد³⁸، 1999). علاوه بر روايی سازه، با کمک شاخص ميانگين واريانس تبیین شده مشخص شد که تمام سازه‌های مورد مطالعه دارای ميانگين واريانس تبیین شده بالاتر از 5/0 هستند (روایی تشخیصی).

 

شاخص نیکویی برازش مدل³⁹

این شاخص سازش بين کيفيت مدل ساختاري و مدل اندازه‌گیری شده را نشان می‌دهد و برابر است با :

 

 

که در آن و  ميانگين AVE و R2 می‌باشد. بالا بودن شاخص مقدار GOF از 4/0 برازش مدل را نشان می‌دهد. در این پژوهش، مقدار شاخص برازش مدل برابر 5203/0  شده است و نشان از برازش مناسب (بالای 4/0) مدل دارد.

 

 

 

جدول (1):  شاخص‌ روایی، پایایی و برازش مدل

متغیرها	میانگین واریانس تبیین شده	پایایی ترکیبی	ضریب تعیین	الفای کرونباخ	شاخص نیکویی برازش مدل
ادراک سرپرستان از عدالت تعاملی	7181/0	9577/0	000/0	9506/0	5203/0
سبک رهبری خودکامه	7067/0	9556/0	000/0	9473/0
سرپرستی توهین­آمیز	7638/0	9667/0	373/0	9613/0

 

جدول شماره 2، ماتریس همبستگی بین متغیرهای تحقیق و شاخص اعتبار منفک⁴⁰ را نشان می‌دهد. قطر اصلی، ریشه دوم میانگین واریانس تبیین شده و پایین قطر اصلی، ضرایب همبستگی پیرسون را نشان می‌دهد. لازمه تأیید روایی منفک بیشتر بودن مقدار ریشه دوم میانگین واریانس تبیین شده از تمامی ضرایب همبستگی متغیر مربوط با باقی متغیرها است (فورنل و لارکر⁴¹، 1981). تمامی ضرایب همبستگی در سطح خطای کمتر از 1%  مثبت و معنادار هستند.

 

جدول (2):  ماتریس همبستگی و روایی منفک

متغیرهای پنهان	(1)	(2)	(3)
1)ادراک سرپرستان از عدالت تعاملی	847/0  (جذر AVE )	0	0
2) سبک رهبری خودکامه	4413/0 -	8406/0  (جذر AVE )	0
3) سرپرستی توهین­آمیز	4486/0 -	546/0	9739/0  (جذر AVE )

 

نمودار 1 مدل معادلات ساختاری را در حالت تخمین ضرایب استاندارد نشان می‌دهد. در این مدل متغیر ادراک سرپرستان از عدالت تعاملی برون‌زا و متغیر سرپرستی توهین­آمیز درون‌زا می‌باشد. متغیر سبک رهبری خودکامه نقش متغیر تعدیل‌گر را ایفا می­کند. همانگونه که در تمودار شماره 1 مشخص است تمامی مقادیر بارهای عاملی از 5/0 بیشتر شده‌اند، و همچنین مقادیر محاسبه شده t (طبق نمودار شماره 2)  برای هر یک از بارهای عاملی هر نشانگر با سازه یا متغیر پنهان خود بالای 96/1 است؛ لذا می‌توان همسويی سؤالات پرسشنامه برای اندازه‌گیری مفاهيم را در اين مرحله معتبر دانست. در واقع نتایج نشان می­دهد آنچه محقق توسط سؤالات پرسشنامه قصد سنجش آن‌ها را داشته است توسط اين ابزار محقق شده است. لذا روابط بين سازه‌ها يا متغير‌های پنهان قابل استناد است. نمودار شماره 2 مدل بوت‌استرپ را در حالت قدر مطلق 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 سطح اطمینان 95 % معنادار می‌باشد اگر مقدار آماره‌ی  t از 96/1 بیشتر باشد.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

نمودار (1): مدل در حالت تخمین ضرایب استاندارد

 

 

نمودار (2):  مدل در بوت استرپ در حالت قدر مطلق معناداری(t-value)

 

در جدول شماره 3 خلاصه نتایج بررسی فرضیه­های پژوهش

 

ارائه شده است:

جدول (3): ضرایب مسیر(بتا)، آماره تی و نتیجه فرضیه­های پژوهش

فرضیات تحقیق	بتا	تی	جهت رابطه	نتیجه
ادراک سرپرستان از عدالت تعاملی        سرپرستی توهین­آمیز	302/0 -	641/3	-	رد نشد
سبک رهبری خودکامه         سرپرستی توهین­آمیز	350/0	743/3	+	رد نشد
سبک رهبری خودکامه * ادراک سرپرستان از عدالتتعاملی          سرپرستی توهین­آمیز	164/0	991/1	+	رد نشد

 

 

پس از تایید نقش تعدیل­گری سبک رهبری خودکامه در رابطه بین دو متغیر ادراک سرپرستان از عدالت تعاملی و سرپرستی توهین­آمیز، نوبت به تعیین شدت اثر متغیر تعدیل می­رسد. هنسلر و فاسوت (2010) با استفاده از فرمول اندازه تاثیر کوهن، فرمول زیر را برای تعیین شدت اثر تعدیلی معرفی نموده­اند:

 

 

 

 

مقادیر 02/0، 15/0 و 35/0 برای  به ترتیب نشان از شدت اثر تعدیلی ضعیف، متوسط و قوی است (داوری و رضازاده، 1393) که بر این اساس می­توان نتیجه گرفت متغیر تعدیل­گر سبک رهبری خودکامه دارای شدت اثر تعدیلی ضعیف می­باشد.

 

 نتیجه­گیری و پیشنهادات

در فرضبه اول پژوهش، با توجه به این‌که مقدار آماره t خارج بازه معناداری است، با احتمال 95/0 ادعاي محقق مبني بر این‌که «ادراک سرپرستان از عدالت تعاملی بر بروز سرپرستی توهین­آمیز تاثیر معناداری دارد» تأیید مي‌گردد. با توجه به وجود ضریب بتای منفی می‌توان گفت ادراک سرپرستان از عدالت تعاملی بر سرپرستی توهین­آمیز تأثیر مستقیم و منفی دارد. نتایج این فرضیه با نتایج پژوهش‌های مهداد و همکاران (1391)؛ آری و همکاران (2007) و ژانگ و بدنال (2015) همسو و مطابق بوده و تاییدکننده فرضیه ناکامی – پرخاشگری می­باشد. با توجه به نتایج این فرضیه، ادراک بی‌عدالتی در سازمان به این مطلب اشاره دارد که کارکنان عمیقأ نسبت به میزان عدالت حاکم بر رفتاری که از سوی دیگران نسبت به آنها روا داشته می‌شود، حساسیت به خرج می‌دهند. وقتی سرپرستان ادراک بی­عدالتی تعاملی را از جانب روسای مستقیم خود تجربه می‌کنند، با احتمال بیشتری به اقدامات تند و ناملایم مبادرت می‌ورزند. بنابراین ادراک بی­عدالتی تعاملی نقش مهمی در بروز رفتارهای انحرافی در سازمان ایفا می­کند. از منظری دیگر، ادراک بی­عدالتی تعاملی یکی از پیشایندهایی است که منجر به بروز سرپرستی توهین­آمیز می­گردد. سرپرستی توهین­آمیز به دلیل رفتارهای توهین­آمیز و تند در بین زیردستان و همچنین توهین به شخصیت زیردست و در نهایت ترس از مراجعت زیردست به سمت وی در بروز مشکلات، می­تواند هزینه­های زیادی را بر سازمان تحمیل ­کند. همچنین باید بیان نمود که این گونه رهبری موجب کاهش رفاه افراد، افزایش تعارض در سازمان و افزایش فشار روانی منفی اعضای سازمان می‌شود. برخی از دیگر مطالعات مستقلاً نشان داده­اند که این گونه رهبری باعث رفتارهای منفی سازمانی، کاهش رضایت شغلی، ادراک بی­عدالتی و کاهش تعهد عاطفی کارکنان در سازمان می­شود. حال برای کاهش این رفتارهای مخرب، پیشنهاد می­شود:

1)       مدیران با بکارگیری آگاهانه سبک رهبری، تقویت رفتارهای عادلانه، شناسایی علل و عوامل کم انگیزه بودن سرپرستان و همچنین توجه کافی نسبت به رفتارهای منصفانه؛ زمینه کاهش رفتارهای انحرافی را در سازمان خود فراهم آورند.

2)       از آنجا که آشکارترین چهرة رهبر زهرآگین در سرپرستی توهین­آمیز او رخ می­نماید، شایسته است اعضای سازمان با فنون رفتاری مواجهة کارکردی با رفتارهای بی­ادبانه و توهین­آمیز مدیران آشنا شوند تا در هنگام عمل از آنها استفاده کنند.

  در فرضبه دوم پژوهش، با توجه به این‌که مقدار آماره t خارج بازه معناداری است، با احتمال 95/0 ادعاي محقق مبني بر این‌که «سبک رهبری خودکامه بر بروز سرپرستی توهین­آمیز تاثیر معناداری دارد» تأیید مي‌گردد. با توجه به وجود ضریب بتای مثبت می‌توان گفت سبک رهبری خودکامه بر سرپرستی توهین­آمیز تأثیر مستقیم و مثبت دارد. نتایج این فرضیه با نتایج پژوهش‌های آری و همکاران(2007) و ژانگ و بدنال (2015) همسو و مطابق می­باشد. در عرصة انجام فعالیت­های رهبری، گاه رهبران از سطوح بالا، دچار گرایش­های خاص رفتاری می­شوند که چه بسا بخشی از این گرایش­ها چندان مطلوب و خوشایند نباشند. یکی از این سبک­های رهبری که در عمل شواهد به نسبت قابل توجهی برای آن وجود دارد، رهبری خودکامه یا استبدادی است. رهبر خودکامه به منظور ایجاد محیطی در جهت منفعت خود و کنترل بیشتر، دیگران را تهدید و در آنها ایجاد ترس می‌کند. رهبر خودکامه از قدرتش در برابر کسی که در موقعیت ضعیف‌تر قرار دارد، استفاده روانی یا جسمی می‌کند. چنین رهبری از رفتارهای توهین‌آمیز خود لذت می‌برد و چنانچه چنین رهبری به طور جدی به چالش کشیده شود، دچار ترس و عقب نشینی شده و سپس در زمان مناسب انتقام می‌گیرد. بدین ترتیب یک رهبر خودکامه همواره به دنبال اثبات موقعیت و کنترل خود بر زیردستان بوده و به همین دلیل مرتباً رفتارهایی همچون بی‌اعتمادی به کارکنان، استبداد، خودبزرگ‌بینی که از مصادیق سرپرستی توهین‌آمیز می‌باشند، از خود بروز می‌دهند. این گونه رفتارهای رهبری از مجرای ساختار بروکراتیک سازمان و مدیریت منابع انسانی ناکارآمد سازمانی محقق می­شود. از این رو، پشنهاد می­شود:

1-        مادام که امکان­پذیر است، در ایجاد ساختار سازمانی ارگانیک-دموکراتیک و رفع ناکارآمدی مدیریت منابع انسانی سازمان از طریق اعمال شایسته­سالاری، اصلاح نظام تشویق و تنبیه و نظارت، تقویت ثبات مدیریتی و رفع ابهام از مشاغل اهتمام ورزیده شود، تا اگر در آینده مدیریت ارشد سازمان تغییر کرد و به این گونه رفتارهای رهبری تمایل نشان داد، محملی برای تحقق منویات خود نداشته باشد.

2-        از نظر دیگر شایسته است مراجع قانونی و ذی‌صلاح تصمیم‌ساز و سیاست‌گذار، خود با رعایت تعهد و اخلاق، از سیاست‌زدگی پرهیز کنند و هوشمندانه به وضع سیاست‌های اثربخش و کارآمد در بخش دولتی بپردازند. این مسئله به ویژه در انتصاب مدیران و فرآیند انجام آن قابل تأکید است. در این راستا، گزینش مدیران دولتی و رصد ویژگی‌هایی مانند جاه‌طلبی، خودکامگی، خودشیفتگی، سرپرستی توهین‌آمیز و دمدمی مزاج بودن در آنها شایسته است.

همچنین با توجه به تبعات منفی خودکامگی و وجود رهبران خودکامه در سازمان، پیشنهاد می‌شود:

1-        با تدوین خط‌مشی و دستورالعمل‌ها، زمینه پیشگیری از بروز خودکامگی را فراهم کرد. ایجاد یک خط‌مشی و دستورالعمل که خودکامگی را تعریف و تعاریف منطقی از رفتارهای قابل قبول و غیرقابل قبول در محل کار را ارائه می‌دهد به کارکنان و رهبران سازمانی در شناسایی و برخورد مناسب با خودکامگی و کاهش یا حذف چنین رفتارهایی کمک خواهد کرد.

2-       همچنین پیشنهاد می‌شود جهت حمایت از حقوق کارکنان و کاهش یا جلوگیری از بروز رهبری خودکامه در سازمان، فرایندهای گزارش‌دهی و تشویق گزارش‌دهی که در واقع عبارت است از ایجاد فرایندهای گزارش‌دهی، رسیدگی و وساطت برای رسیدگی به شکایات کارکنان در مورد سرپرستان یا دیگر همکاران، ایجاد گردد.

 در فرضبه سوم پژوهش، با توجه به این‌که مقدار آماره t خارج بازه معناداری است، با احتمال 95/0 ادعاي محقق مبني بر این‌که « سبک رهبری خودکامه رابطه ادراک سرپرستان از عدالت تعاملی و سرپرستی توهین­آمیز را تعدیل می­کند» تأیید مي‌گردد. با توجه به وجود ضریب بتای مثبت می‌توان گفت سبک رهبری خودکامه بر رابطه ادراک سرپرستان از عدالت تعاملی و سرپرستی توهین­آمیز تأثیر مستقیم و مثبت دارد. نتایج این فرضیه با نتایج پژوهش آری و همکاران (2007) همسو و مطابق می­باشد. نتایج نشان داد سرپرستی توهین­آمیز توسط اثرات متقابل ادراک سرپرستان از عدالت تعاملی و ویژگی­های سبک رهبری خودکامه تحت تاثیر قرار می­گیرد. وجود تمایل شدید به کنترل بیش­از حد دیگران و تسلط بر زیردستان در سرپرستان دارای خودکاملی بالا در سبک رهبری و ناتوانی این سرپرستان در مدیریت کردن احساساتشان، زمینه­ساز بروز سرپرستی توهین­آمیز خواهد بود (اشفورث، 1997). یافته­ها نشان دادند که با وجود اینکه ادراک سرپرستان از عدالت تعاملی، به عنوان یک محرک و عامل انگیزاننده در جهت بروز سرپرستی توهین­آمیز می­باشد، این موضوع در سرپرستان دارای سبک رهبری با خودکامگی بالاتر، بیشتر نمود پیدا می­کند. این نتایج با نتایج پژوهش­های اسکارلیکی و همکاران (1999)، اکوئینو و همکاران (2004) و آری و همکاران (2007) همسو بوده و تاییدکننده دیدگاه کنش متقابل در درک بروز رفتارهای غیربهره­ور که توسط رابینسون و بنت (1997) و مهداد و همکاران (1391) مورد بحث قرار گرفته، می­باشد. اغلب دیده شده است که رفتار رهبران خودکامه بر روحیه و عملکرد سازمان تأثیر منفی دارد. سبک رهبری خودکامه نشان‌دهنده تسلط شخصی بیش از حد بر زیردستان، متمرکز کننده قدرت در شخص رهبر و ایجادکننده تصمیم­گیری­های یک­طرفه می­باشد. همین ویژگی‌های سبک رهبران خودکامه باعث بروز پدیده سرپرستی توهین‌آمیز می‌گردد که دراین حالت عزت نفس زیردستان را نشانه می‌گیرد و باعث تخریب عزت نفس ایشان می‌گردد. از سویی دیگر، رهبران خودکامه نقش تعدیل کننده‌ای در ارتباط ادراک سرپرستان از بی‌عدالتی تعاملی و سرپرستی توهین­آمیز دارد. بنابراین با توجه به مباحثی که مطرح شد و همچنین طبق نتایج فرضیات برای کاهش اثرات این سبک رهبری پیشنهادهای ذیل به صورت کلی ارائه می‌گردد:

1.       شناسایی صحیح افراد شایسته برای پست­های ارشد و آموزش نقاط قوت و ضعف سبک­های مختلف رهبری به این افراد بر اساس نوع سازمان و مأموریت آن.

2.       ایجاد کمیته­های کاری تخصصی به منظور نظارت بر کار رهبر، افزایش میزان مشارکت سرپرستان و زیردستان در تصمیمات کاری.

3.       موازین برقراری عدالت، اعم از عدالت تعاملی، اطلاعاتی، بین فردی بیش از پیش در سازمان رعایت شود.

4.       از آنجا که بی‌عدالتی به نوبه خود در زهراگین شدن سازمان سهیم است تقویت چارچوب موازین عادلانه و نیز ایجاد فضایی باز برای اعضای سازمان به منظور ارائه نظر و احیانأ نقد کاستی‌های موجود سازمان می تواند از درجه سمیت بکاهد و چه بسا به نادر شدن مظاهر آن در سازمان بینجامد.

 

منابع و مآخذ

جزنی، ن.، سلطانی، ش. (1395) «بررسی تاثیر عدالت سازمانی بر تعهد سازمانی در پرتو اعتماد سازمانی»، مجله مدیریت توسعه و تحول. شماره 25، ص 36-27.

داوری، ع .، رضا زاده، آ. (1393) «مدل­سازی معادلات ساختاری با نرم­افزار PLS »، تهران: انشارات جهاد دانشگاهی.

مهداد، ع. (1389) «روانشناسی صنعتی و سازمانی»،تهران: انتشارات جنگل.

مهداد، ع.، طباخ عشقی، ی.، مهدیزاکان، ا. (1391) «رابطه عدالت سازمانی ادراک شده با میل به خشونت در محیط کار»، یافته­های نو در روان­شناسی. سال هفتم، شماره 23، ص 36-19.

هرسی، پ.، بلانچارد، ک. (1395) «مدیریت رفتار سازمانی»، ترجمه علی علاقه­بند، تهران: موسسه انتشارات امیر کبیر.

 

Ambrose, M. L., eabright, M. A., & Schminke, M. M. (2002)" Sabotage in the workplace: The role of organizational injustice". Organizational Behavior and Human Decision Processes, Vol.89, pp.947–965.

Aquino, K., Galperin, B. L., & Bennett, R. J. (2004)" Social status and aggressiveness as moderators of the relationship between interactional justice and workplace deviance". Journal of Applied Social Psychology, Vol.34, pp.1001–1029.

Aquino, K., Lewis, M. U., & Bradfield, M. (1999)" Justice constructs, negative affectivity, and employee deviance: A proposed model and empirical test". Journal of Organizational Behavior, Vol.20, pp.1073–1091.

Aryee, S., Chen, Z. X., Sun, L., & Debrah, Y. A. (2007)" Antecedents and Outcomes of Abusive Supervision: Test of a Trickle-Down Model". Journal of Applied Psychology, Vol.92, No. 1, pp. 191-201.

Ashforth, B. (1994)" Petty tyranny in organizations". Human relations, Vol.47, No.7, pp.755- 778.

Ashforth, B. (1997)" Petty tyranny in organizations: A preliminary examination of antecedents and consequences". Canadian Journal of Administrative Sciences, Vol.14, pp.126–140

Bass, B. M. (1990) "Bass and Stogdill’s handbook of leadership: Theory, research, and managerial applications" (3rd ed.). New York: Free Press.

Bies, R. J., & Tripp, T. M. (1998)" Revenge in organization: The good, the bad, and the ugly". In R. Griffin, A. O’Leary–Kelly, & J. Collins (Eds.), Dysfunctional behavior in organizations: Non-violent dysfunctional behavior (pp. 49–67). Stamford, CT: JAI Press.

Bies, R. J., Tripp, T. M., & Kramer, R. M. (1997)" At the breaking point: Cognitive and social dynamics of revenge in organizations" ­, Thousand Oaks: Sage Publications.

Cheng, B. S., Chou, L. F., Wu, T. Y., Huang, M. P., & Farh, J. L. (2004)" Paternalistic leadership and subordinate responses: Establishing a leadership model in Chinese organizations". Asian Journal of Social Psychology, Vol.7, pp.89–117.

Chin, W. W., & Newsted, P. R. (1999) "Structural equation modeling analysis with small samples using PLS, in rick hoyle(ed)",Statistical strategies for small samples research, sage Publications:pp. 307-341.

Colquitt, J. A. (2001) "On the dimensionality of organizational justice: A construct validation of a measure". Journal of Applied Psychology, Vol.86, pp. 386-400.

Farh, J. L., & Cheng, B. S. (2000)" A cultural analysis of paternalistic leadership in Chinese organizations". In J. T. Li, A. S. Tsui, & E. Weldon (Eds.), Management and organizations in the Chinese context (pp. 94–129). London: MacMillan.

Folger, R., & Konovsky, M. (1989)" Effects of procedural and distributive justice on reactions to pay raise decisions". Academy of Management Journal, Vol. 32, pp.115-130.

Fornell, C., & Lacker, D. F. (1981) " Evaluation structural equation models with unobserved variables and measurement error". Journal of Marketing Research, Vol.18, No .1, pp. 39-50.

Glomb, T. M. (2002)" Workplace anger and aggression: Informing conceptual models with data from specifc encounters". Journal of Occupational Health. 7 (1), pp: 20–36.

Kennedy, D. B., Homant, R. J., & Homant, M. R. (2004)" Perceptions of injustice as a predicator of support for work place aggression". Journal of Business and Psychology. Vol.18, pp: 323-336.

Marcus-Newhall, A., Pedersen, W. C., Carlson, M., & Miller, N. (2000)" Displaced aggression is alive and well: A meta-analytic review". Journal of Personality and Social Psychology, Vol.78, pp.670 – 689.

Pelletier, K. L. (2010). "Leader toxicity: An empirical investigation of toxic behavior and thetoric". Leadership, Vol.6, No.4, pp.373-389. 

Robinson, S. L., & Bennett, R. J. (1997)" Workplace deviance: Its definition, its manifestations, and its causes". Research on Negotiations in Organizations, Vol.6, pp. 3–27.

Schweiger, D. M., Ivancevich, J. M., & Power, F. R. (1987) "Executive actions for managing human resources before and after acquisition". Academy of Management Executive, Vol.1, pp.127–138.

Shore, L. M., Tetrick, L. E., Taylor, S. M., Coyle-Shapiro, J., Liden, R. C., Parks, J. M., et al. (2004) "The employee– organization relationship: A timely concept in a period of transition". In J. Martocchio & G. Ferris (Eds.), Research in personnel and human resources management (Vol.23, pp. 291–370). Greenwich, CT: JAI Press.

Skarlicki, D. P., Folger, R. (1997)" Retaliation in the workplace: The roles of distributive, procedural, and interactional justice". Journal of Applied Psychology, Vol .82, pp. 434 – 443.

Skarlicki, D. P., Folger, R., & Tesluk, P. (1999)" Personality as a moderator in the relationship between fairness and retaliation". Academy of Management Journal, Vol.42, pp.100 –108.

Tedeschi, J. T., & Norman, N. (1985)" A social psychological interpretation of displaced aggression". In E. J. Lawler (Ed.), Advances in group processes (Vol. 2, pp. 29 –56). Greenwich, CT: JAI Press.

Tepper, B. J. (2000) "Consequences of abusive supervision". Academy of Management Journal, Vol.43, pp. 178 –190.

Tsui, A. S., Wang, H., Xin, K., Zhang, L. H., & Fu, P. P. (2004)" Let a thousand flowers bloom: Variation of leadership styles among Chinese CEOs". Organizational Dynamics, Vol .33, pp.5–20.

Yukl, G. (2013) "Leadership in organizations" (8nd ed.). Englewood Cliffs, NJ: Prentice Hall

Zellars, K. L., Tepper, B. J., & Duffy, K. M. (2002)" Abusive supervision and subordinates’ organizational citizenship behavior". Journal of Applied Psychology, Vol.87, pp.1068 –1076.

Zhang, Y., & Bednall, T. C. (2016) "Antecedents of abusive supervision: A meta-analytic review". Journal of Business Ethics, Vol.139, No.3, pp. 455-471.

Tepper, B. J., Duffy, M. K., Henle, C. A., & Lambert, L. S. (2006) "Procedural injustice, victim precipitation, and abusive supervision". Personnel Psychology, Vol.59, No.1, pp. 101-123.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Examine the impact supervisors' perceptions of interactional justice on abusive supervision: explain the role of moderator authoritarian leadership style (Case study: Sepah Bank)

 

Abstract

The aim and context: The purpose of this study is examine the impact supervisors’ perceptions of interactional justice and authoritarian leadership style on abusive supervision. Also examined the effect of authoritarian leadership style as moderator variable in the relationship between supervisors' perceptions of interactional justice and abusive supervision.

Methodology : The statistical population of the study consisted of 126 supervisors of Sepah Bank branches in Shiraz and data collecting tool was questionnaires includes standardized questionnaires interactional justice (Neihoff & Moorman, 1993), authoritarian leadership style (Cheng et al, 2004), and abusive supervision (Tepper, 2000). Validity and reliability the questionnaires using face validity, construct validity and Cronbach's alpha were examined To analyze the data, confirmatory factor analysis and structural equation modeling software and smart PLS (version 2) was used.

Results and conclusion: The results showed that supervisors’ perceptions of interactional justice has a negative and significant impact on abusive supervision and authoritarian leadership style as independent variable has Positive and significant impact on abusive supervision. It was also found authoritarian leadership style as a moderator variable, has a positive and significant impact but weak in relationship between supervisors' perceptions of interactional justice and abusive supervision.

Keywords: abusive supervision, authoritarian leadership style, supervisors' perceptions of interactional justice

 

یادداشت­ها

---

[1]  . Yukl

[2]  . Bass

[3]  . Abusive Supervision

[4]  . Tepper

[5]  . Pelletier

[6]  . Zellars

[7]  . supervisors’ perceptions of interactional justice

[8]  . authoritarian leadership style

[9]  . Colquitt

[10]  . Ferris

[11]  . Folger & Konovsky

[12]  . Bies

[13]  . Ambrose

[14]  . Glomb

[15]  . Kennedy

[16]  . Aquino

[17]  . Skarlicki & Folger

[18]  . Schweiger

[19]  . Baron and Neuman

[20]  . Inness

[21]  . Aryee

[22]  . Bies & Tripp

[23]  . Displaced aggression

[24]  . Marcus-Newhall

[25]  . Tedeschi & Norman

[26]  . Zhang & Bednall

[27]  . Hersey & Blanchard

[28]  . Cheng

[29]  . Ashforth

[30]  . Tsui

[31]  . Hattrup & Jackson

[32]  . Robinson & Bennett

[33]  . Farh & Cheng

[34]  . Neihoff & Moorman

[35] . Partial Least Square

[36] . Average Variance Extracted

[37] . Composite Reliability

[38]  . Chin & Newsted

[39] . GOF

[40] . Discriminant Validity

[41]  . Fornell & Lacker

---