The Organizational Climate as a Mediator between Servant Leadership and Organizational Citizenship Behavior

Document Type : Quantitative Research Paper

Authors

1 Assistant Professor of Educational Sciences, University of Kurdistan, Sanandaj, Iran.

2 M.Sc. in Educational Management, University of Kurdistan, Sanandaj, Iran.

3 PhD Student in Educational Management, University of Kurdistan, Sanandaj, Iran.

10.34785/J010.1398.864

Abstract

Principals and teachers are among the main determining factors of the quality of education (Hallinger and Heck, 1996; Sisman, 2004). As teachers spend most of their time engaged in educational activities in class and working closely with students, they are key  to developing students' organizational climate behavior (OCB) quality. Also, principals, who are involved in management-related activities such as dealing with teachers, staff, students ,and parents, can establish and underpin teachers and staff' OCB quality. Therefor, this study aims to explore the mediating role of organizational climate on servant leadership style and organizational citizenship behavior (OCB).
Research Method: The present study was conducted among Sanandaj senior high schools' teachers in two urban districts in Kurdistan, Iran, which included all public schools under the supervision of the Kurdistan Ministry of education. According to district 1 and 2 education of Sanandaj statistics in the academic year 2016-2017, the total number of teachers in the two districts was 651, of which 345 (53%) were in district 1 and 306 (47%) in district 2 high schools. Bentlerand Chou (1987) suggested that the ratio of 5 people per each observed variable is sufficient. A more accepted rule is the ratio of 10 people per each observed variable. The model tested in this study has 14 observed variables (4 factors for servant leadership, 5 factors for OCB, and 5 factors for organizational climate). Therefore, taking into account 10 people per variable, the minimum sample size would be 140 people. To obtain a statistically significant number, we initially applied cluster sampling, a sampling technique used when “natural” groupings are evident (in this case two urban districts). Then, within each district, we used stratified sampling (since each district includes two strata:  female and male teachers). Combining both cluster sampling and stratified sampling methods often improve the representativeness of the sample by reducing sampling error (Saifuddin, 2009). These sampling methods yielded 238 teachers including 119 male teachers and 119 female teachers. We used three different questionnaires to collect data in this study. First, the servant leadership Questionnaire prepared by Gholipour and Hazrati in Iran in 2009 based on the Patterson Model. This questionnaire consisted of 24 items measuring four components of service, humility, trusty, and altruism. Respondents were asked to indicate the extent to which they agreed with the statement using a five-point Likert scale ranging from 1 (strongly disagree) to 5 (strongly agree). The second questionnaire is Organizational climate scale (OCDQ) which new editions have been formulated for elementary, secondary, and high school grades. In this study, the high school version (OCDQ-rs, Hoy et al., 1990) was used. It has 32 items which assess principal - teacher behavior in two dimensions of supportive principal behavior and directive principal behavior and teacher – teacher behavior in three dimensions of engaged teacher behavior, frustrated teacher behavior and intimate teacher behavior. The responses vary along a four-point scale defined by the categories "rarely occurs", "sometimes occurs", "often occurs", and "very frequently occurs." (1 through 4, respectively). Finally, to determine whether teachers believe that they exhibit citizenship behaviors, we used Podsakoff et al.’s (1990) OCB 23-item scale consisted of components of conscientiousness, altruism, courtesy, sportsmanship.
 
Findings:Data analysis based on regression analysis showed that there is a significant relationship between the servant leadership and the OCB of teachers and organizational climate. Regression analysis showed that servant leadership significantly predicts OCB (R = 0.410; R2 = 168; F (1,236) = 47.597; P <0.001). It can be said that 16.8% of the variance related to teachers’ OCB is explained by servant leadership.     Multivariate correlations between servant leadership and organizational climate are significant (R = 0.499; R2 = 249 F (4,233) = 19.334; P <0.001). Servant leadership factors together explained 24.9% of the variance in the total organizational climate of teachers. Standardized regression coefficients show that humility has the highest and service has the least impact on organizational climate Leadership predicts OCB significantly and indirectly and with the mediating role of organizational climate has a positive impact on OCB.
Research Implication: Correlations indicate that the use of servant leadership style, which has special attention to the relationship between leader and followers, can contribute to an internal ethical norm in the teachers by the creation of a positive environment and a healthy workplace and finally lead to the formation of OCB in them. Improving organizational behavior in educational centers through leadership and open and engaged climate can create conditions that teachers will act more than the role of teaching duties and their assigned duties to act in the pursuit of other goals of the school. In this study, the importance of servant leadership in promoting the climate of schools and OCB of teachers was considered effective. In this regard, it is recommended that some programs should be developed and implemented to develop leadership skills among school principals. Organizations may look for opportunities to recruit individuals who possess servant leadership characteristics. Leadership development opportunities exist to enhance managers' servant leadership skills. Future studies should further examine this subject including all variables in the same educational level in other educational districts or repeat this at other educational levels. In addition, future studies should focus more on intimacy dimension of teacher climate in schools. 

Keywords

Full Text

مقدمه

مدیران عامل تعیین‌کننده کیفت آموزش در مدارس هستند (Santizo Rodall & Ortega Salazart, 217). معلمان که فعالیت‌های آموزشی خود را در کلاس با بیشترین صرف زمان بادانش آموزان سپری می‌سازند زمینه‌ساز کیفت چگونگی رفتار شهروندی دانش آموزان می­باشند (Shapira-Lishchinsky & Tsemach, 2014). مدیران نیز که از طریق فعالیت‌های مربوط به کارکردهای مدیریتی در برخورد با معلمان، عوامل اجرایی و دانش آموزان و اولیاء در ارتباط‌اند به‌نوبه خود زمینه‌ساز کیفت چگونگی رفتار شهروند سازمانی معلمان و عوامل اجرایی مدرسه می‌باشند. ازاین‌جهت، اگر حقیقت رفتار معلمان و عوامل اجرایی مدرسه به لحاظ رفتار شهروندی برای تأثیرگذاری بیشتر روی عملکرد و موفقیت مدرسه مدنظر قرار گیرد، اهمیت بهبود رفتار شهروندی معلمان، عوامل اجرایی و دانش آموزان و حتی اولیاء ازنظر رفتار رهبری رهبران و مدیران مدرسه قابل‌توجه است. مدرسه‌ای با عوامل آموزشی و اجرایی که دارای رفتار شهروندی سطح بالاتری هستند احتمالاً بیشتر مشتاق هستند که زمان و انرژی بیشتری و باروحیه و تعهد بالاتری خود را وقف فعالیت‌های تربیتی و آموزشی دانش آموزان نمایند (Somech & Khotaba, 2017). بنابراین شناخت عواملی که روی رفتار شهروندی عوامل آموزشی و اجرایی مدرسه تأثیرگذار هستند برای بهبود فهم نظام‌های آموزشی ضروری هست و شایسته است که تحقیقات برای شناخت عواملی که روی رفتار شهروندی سازمانی در مدارس مؤثر هستند، انجام‌پذیرید.

گروهی از تحقیقات بر پیامدهای رفتار شهروند سازمانی، گروهی بر خود مفهوم رفتار شهروند سازمانی و گروهی نیز بر پیش‌بینی عوامل ایجادکننده‌ی رفتار شهروند سازمانی، متمرکز هستند. مطالعه حاضر در گروه اخیر قرار می‌گیرد که در این دسته تحقیقات عواملی از قبیل رضایت شغلی، تعهد سازمانی، هویت‌سازمانی، عدالت سازمانی، اعتماد، انواع رهبری، رابطه رهبر و پیروان به‌عنوان عامل ایجادکننده‌ی رفتار شهروند سازمانی مطرح می‌شوند (Podsakoff, Mackenzie, Paine & Bachrach, 2000). یکی از یافته­های بسیار مهم از این مطالعات مشترک در مورد رفتار شهروند سازمانی نشان می‌دهد که رهبری تأثیر مهمی در رفتار شهروند سازمانی کارکنان دارد (Vigoda-Gadot, 2007). رفتار رهبری مدیران یکی از عوامل اثرگذار مثبت بر رفتار شهروند سازمانی عوامل آموزشی و اجرایی مدرسه است (Wheaton, 1999). ملاحظات و دلسوزی‌های عوامل تربیتی و آموزشی مدرسه ظهور و توسعه رهبری خدمت‌گزار را بیشتر نمایان کرده است. رهبری خدمتگزار قابلیت برای بهبود بخشی به‌کل محیط مدرسه (که در آن عوامل آموزشی و اجرایی مدرسه خدمت می‌کنند و فرصت‌هایی برای تربیت فراگیران فراهم می‌سازند) دارا هست. ازجمله متغیرهایی که رفتار سازمانی عوامل آموزشی و اجرایی مدرسه در آن نمود خاصی دارد "جوسازمانی" مدرسه است. اگرچه مدل‌های مختلف رهبری در خصوص رفتار شهروندی در مدرسه موردمطالعه قرارگرفته‌اند ولی رهبری خدمتگزار و تأثیر آن از طریق جوسازمانی مدرسه بر رفتار شهروندی موردبررسی قرار نگرفته است. ازاین‌رو این مطالعه بر بررسی رابطه رهبری خدمتگزار و رفتار شهروندی سازمانی از طریق متغیر میانجی جوسازمانی متمرکز است. 

رهبری خدمتگزار

در طول سه دهه اخیر ادبیات رهبری درباره روابط مدیران مدرسه با عوامل محیط مدرسه روندی تکاملی داشته است. بکار گیری رهبری خدمت‌گزار در عرصه مدرسه هم برای عوامل داخلی مدرسه (معلمان، دانش آموزان و کارکنتان دفتری) و هم عوامل و ذینفعان بیرونی مدرسه (اولیا و اجتماعات محلی) خدمت مهمی ارائه خواهد داد. رهبری خدمتگزار  یکی از رویکردهای رهبری است که در مطالعات انجام‌شده در ادبیات رهبری ظهور پیداکرده است. نظریه رهبری خدمتگزار برای بار اول در سال 1977 توسط گرین لیف در مقاله "خدمتگزار در نقش رهبر" مطرح شد و سبک رهبری خدمتگزار از شخصیت لئو در داستان کوتاه سفر به شرق هرمان هسه الهام گرفته‌شده است. گرین لیف بیان می­کند که خدمتگزار (در داستان) درواقع رهبر بود، چراکه تلاش‌های خود را روی تحقق اهداف گروهی متمرکز کرده بود و درعین‌حال متوجه رضایت اعضا و نیازهای فردی آن‌ها نیز بود. هرچند که اعضا تنها پس از رفتن لئو بود که، متوجه وابستگی خود به خدمتگزاری او شدند، بنابراین ایشان استدلال کرد که سبک رهبری خدمتگزار در وضعیتی که رهبر خود را در موقعیت خدمت به پیروان و کارکنان زیردست قرار می­دهد، قابل‌تصور است (Greenleaf, 1977). گرین لیف احساس ضرورت کرد که مفاهیم مبتنی بر هرم سازمانی در نگاه جدید به رهبری مبدل گردد .(Smith, 2005)

به اعتقاد گرین لیف رهبری خدمتگزار بااحساس طبیعی که می­خواهد خدمت کند آغاز می­شود سپس ایشان می‌داند که هدایت کردن خود به‌عنوان یک خدمت می­تواند باشد (Han et.al, 2010). یعنی انگیزه ابتدایی آنان بیشتر تمایل برای خدمت کردن است تا تمایل برای رهبری کردن (Salari & Nasr Esfahani, 2009) . گرین لیف رهبری را به‌عنوان حالتی در پاسخ به نیازی برای موفقیت گروه می‌بیند. ایده خدمت کردن کمک به متمایز ساختن و رواج این نوع سبک رهبری نموده است یعنی قبل از نیازهای رهبر تأکید اساسی­ روی نیازها و مطلوبیت‌های پیروان است و بر توسعه آن‌ها تأکید می‌شود (Stone & Patterson, 2005). بر اساس نظر (Yukl, 2002) رهبران خدمتگزار به افراد گوش می­دهند، ستایش می‌کنند و از آن‌ها حمایت می­کنند و می‌خواهند که افراد به خودشان اهمیت دهند. رهبران خدمتگزار اعتقاددارند تحقق اهداف سازمان در طول زمان تنها وقتی ببار می‌نشیند که تسهیل رشد، توسعه و رفاه عمومی افرادی که سازمان را تشکیل می‌دهند، حاصل آید. رهبری خدمتگزار بر ماهیت خدمت‌رسانی استوارشده است و رهبران خدمتگزار توانمندسازی، اعتماد متقابل، روحیه همکاری، رفتارهای فرانقشی (رفتار شهروندی سازمانی)، تقید و تعهد اخلاقی و ارزش خدمت‌رسانی به پیروان به هر چیز دیگری در سازمان ترجیح می‌دهند (Chiniara & Bentein, 2016).

رهبری خدمتگزار یک ساختار چندبعدی است که در سطح فردی سهم فراتر در توضیح رفتار شهروندی جامعه، بهبود عملکرد، توانمندسازی و توسعه، کیفیت زندگی کاری کارکنان، اعتماد سازمانی و تعهد سازمانی می‌تواند داشته باشد (Ghalavandi, Soltan zadeh & Amiri, 2011). مهم ترین سازه های رهبری خدمتگزار طبق نظرات (Peterson, 2013): عشق الهی، تواضع و فروتنی، نوع‌دوستی، قابلیت اعتماد، چشم‌انداز، خدمت‌رسانی و توانمندسازی. در مورد رهبری خدمتگزار نظریه‌پردازان مختلفی ابراز نظرکرده‌اند، در اینجا مدل (Laub, 1999) و ابزاری که به‌وسیله  (Gholipour & Hazrati, 2009)ارائه ‌شده است بحث خواهد شد. رهبری خدمتگزار از دیدگاه (Laub, 1999) از طریق شش مؤلفه اندازه‌گیری می­شود که عبارت‌اند از:

1) ارزش دادن به افراد (Values people) به معنای اینکه افراد نه برای اهداف رهبر بلکه به‌خودی‌خود ارزشمند و قابل توسعه هستند، رهبران این حقیقت را قبول می‌کنند که مردم نه به خاطر قابلیتشان برای آینده بلکه به دلیل وجود خودشان ارزشمند هستند، همان‌طور که رهبران با افراد کار می‌کنند آن‌ها بر نیاز (افراد) و اینکه چگونه به بهترین شیوه آن‌ها را از این نیازها برخوردار نمایند تمرکز دارند. 2) توسعه افراد (Develops people) یعنی رهبران خدمتگزار توسعه و رشد افراد در جهت استعدادهایشان به‌عنوان مسئولیت خود در نقش خدمتگزار و رهبر تلقی می‌کنند، اشتباهات دیگران را به‌عنوان فرصتی برای یادگیری می‌بینند. 3) برقراری روابط دوستانه (Build relationships) رهبر و کارکنان نیاز به اشتراک‌گذاری، گوش دادن و انعکاس دادن به هم دیگر دارند، رهبر در کنار دیگران کار می‌کند تا الگوی پویایی از مشارکت همکارانه ارائه شود، تفاوت‌های دیگران ارزش نهاده می‌شود و رهبران تفاوت‌ها را محترم می‌شمارند و برای آن‌ها مراسم و جشن برگزار می‌کنند. 4) ساختن اجتماع و انجمن (Builds Community) رهبران می‌دانند که افراد با چگونگی کیفیت روابط بیشتر تحت تأثیر قرار خواهند گرفت. لذا آن‌ها برای ساختن اجتماعی که در آن افرادش به همدیگر کمک می‌کنند و یاد می‌گیرند در جریان کار به هم دیگر خدمت‌رسانی کنند تلاش می‌نمایند. آن‌ها به‌عنوان رهبر در داخل سازمان با کارکنان کار می‌کنند و به آن‌ها در ساختن کیفیت (های مطلوب) اجتماعات خدمت می‌کنند. 5) فراهم نمودن زمینه رهبری (Provides leadership) : رهبران بایستی تشخیص دهند که به‌عنوان همکار با دیگر رهبران سازمان بر اساس نگاه به آینده خدمت می‌کنند. چنین سازمانی افق‌هایش را باروی گشاده باهدف ایجاد یک افق مشترک و نو با دیگران به اشتراک می‌گذارد. 6) تسهیم در رهبری (Shares leadership) در مدرسه رهبر قدرت را با دیگران به‌طوری‌که سبب افزایش نفوذ بالقوه می‌شود، به اشتراک می‌گذارد. مدارس می‌دانند که افق مدرسه متعلق به یک فرد ( مثلاً رهبر) نیست بلکه بین تمام گروهای موجود در مدرسه مشترک است. رهبران می‌دانند لازم است نیازهای همه افراد در سرتاسر مدرسه مورد تصدیق قرار گیرند و به خاطر ارزش‌های اصیلشان و نیز تأثیرشان در موفقیت مدرسه شناخته شوند و مورد تأکید باشند.

برای سنجش ویژگی‌های رهبری خدمتگزار از ابزاری که (Gholipour & Hazrati, 2009) در ایران به‌صورت بومی ساخته‌اند استفاده‌شده و دارای چهار مؤلفه اساسی زیر هست: 1) خدمت‌رسانی یعنی خدمت به کارکنان و تشویق کردن آن‌ها به خدمت. 2) تواضع و فروتنی به معنای تواضع و احترام و رفتار مهربانانه حتی با مخالفان خود، تسهیم و اشتراک­گذاری قدرت و اقتدار خودش با دیگران، فروتنی و فداکاری. 3) قابلیت اعتماد یعنی واگذاری تصمیمات، تسهیل در پیاده کردن ایده جدید، گنجاندن چشم‌انداز کارکنان در چشم‌انداز سازمان، آینده‌نگری سازمان، راز نگهداری و دریافت نظرات دیگران. 4) مهرورزی به معنای توجه کردن، دلسوزی و محبت، حمایت و پشتیبانی از کارکنان است.

جوسازمانی

توجه به توصیف و تحلیل محیط به‌عنوان میدان نیروهایی که انسان را تحت تأثیر قرار می‌دهند، با تحقیقات کرت لوین در دهه­های 1930 و 1940 حائز اهمیت دانسته شد و  جوسازمانی به‌عنوان یکی از متغیرهای اساسی در محیط­های سازمانی موردعنایت واقع شد  (Hoy & Miskel, 2013). به‌طورکلی جوسازمانی عبارت است از مجموعه­ای از حالات و خصوصیات یا ویژگی‌های حاکم بر یک سازمان که آن را گرم و سرد، قابل‌اعتماد، غیرقابل‌اعتماد، ترس­آور و یا اطمینان‌بخش، تسهیل‌کننده یا بازدارنده می­سازد. جو از عواملی مانند: رضایت شغلی، شخصیت، رفتار، سوابق، نوع مدیریت، فرهنگ‌سازمانی، روحیه یا انگیزش، ساختار، فنّاوری و غیره به وجود می‌آید و سبب تمایز سازمان‌های مشابه از هم می­شود (Mirkamali, 2003). جوسازمانی به‌عنوان مشخصه­هایی که سازمان را از دیگر سازمان‌ها مجزا می­کند و بر رفتار افراد در سازمان‌ها تأثیر می­گذارد، تعریف می­کنند. همچنین جوسازمانی خصوصیات داخلی یک سازمان است که در بروز رفتار سازمانی نیروی انسانی، به‌خصوص در خودباوری جهت اظهارنظر، مشارکت و انگیزش تأثیر می­گذارد (Asgarian, 1999). جوسازمانی مجموعه­ای نسبتاً پایدار از ادراکات اعضای سازمان در مورد ویژگی‌های فرهنگ سازمان تعریف‌شده است. این ادراک بر احساس، نگرش و رفتار افراد در محل کار تأثیر می­گذارد. تعریف جو معمولاً به‌صورت جنبه­های ادراکی آن یعنی مجموعه‌ای از خصایص محیط کار، که بر اساس ادراک جمعی افرادی که در آن محیط، زندگی و کار می­کنند و در رفتارشان مؤثر است، ارائه می­شود.

(Hoy, Tarter and Kottkamp, 1991) جوسازمانی در مدرسه را اصطلاح وسیعی می­دانند که به ادراک معلمان از محیط کار عمومی مدرسه، سازمان رسمی، سازمان غیررسمی، شخصیت همکاران و رهبری سازمانی، اشاره دارد. به‌طور ساده مجموعه‌ای از خصوصیات داخلی سازمان که یک مدرسه را از مدارس دیگر مجزا می­کند و بر رفتار هرکدام از اعضای مدرسه تأثیر می­گذارد. به‌طور اختصاصی­تر، جو مدرسه، کیفیتی نسبتاً بادوام از محیط مدرسه است که به‌وسیله‌ی معلمان تجربه‌شده است، بر رفتارشان تأثیر می­گذارد و بر پایه ادراک جمعی­شان از رفتار مدرسه قرار دارد. جو نسبت به سازمان به‌عنوان مجموعه‌ای از خصوصیات درونی از برخی جنبه‌ها، شبیه شخصیت نسبت به فرد است. جو در محیط آموزشی به‌طور خاص عمدتاً به‌وسیله هوی و میسکل موردمطالعه قرارگرفته است. (Hoy & Miskel, 2013) پرسشنامه جوسازمانی هالپین و کرافت را اصلاح کردند و سه مؤلفه از رفتار مدیران (حمایتی، دستوری و مانع زا) و سه مؤلفه از رفتار معلمان شامل (رفتار همکارانه، صمیمانه و تظاهر به اشتغال) را به آن اضافه کردند. ازنظر هوی و همکاران رفتارهای مدیران و معلمان در دو بعد با شش مؤلفه، جو مدرسه را تشکیل می­دهد. به دلیل استفاده از این مؤلفه ها در پژوهش حاضر توضیحاتی در خصوص هر شش بعد در ذیل بیان می­گردد:

الف) ابعادرفتارمدیر: رفتار مدیر از سه مؤلفه­ی رفتار حمایتی، رفتار دستوری و رفتار مانع زا تشکیل می­شود و رفتار مدیر ممکن است باز یا بسته باشد. رفتارحمایتی: در این حالت مدیر معلمان را در مرکز توجه قرار می­دهد، از پیشنهادهای معلمان استقبال کرده و به آن‌ها گوش می‌دهد، از معلمان مرتباً صادقانه قدردانی کرده و انتقادات سازنده را نیز موردتوجه قرار می­دهد. همچنین، مدیران حمایتی به شایستگی حرفه­ای هیئت آموزشی احترام گذاشته و علاقه‌ی شخصی و حرفه‌ای به آنان دارند. رفتاردستوری: مدیران با رفتار دستوری، دارای سرپرستی خشک و نزدیک می­باشند. حتی جزئیات فعالیت­های معلمان را به‌طور مداوم از نزدیک کنترل می­کنند. رفتارمانعزا: به‌جای تسهیل کردن کار معلم، در مقابل آن‌ها مانع ایجاد می­کند، مدیر کاغذبازی، جلسات اجباری، وظایف روزمره و دیگر درخواست‌هایی که در مسؤولیت‌های معلّمان تداخل ایجاد می­نماید را به آنان تحمیل می­کند.

ب) ابعادرفتارمعلم: سه مؤلفه رفتار همکارانه، رفتار صمیمانه و رفتار تظاهر به اشتغال رفتار معلم را تشکیل می‌دهند که رفتار معلم نیز ممکن است باز یا بسته باشد. رفتارهمکاران: این‌گونه رفتار از عمل و عکس‌العمل باز و حرفه‌ای در بین معلمان حکایت می­کند. معلمان به مدرسه­ی خود افتخار کرده، از کار کردن با همکاران خود لذت می­برند، آن‌ها با همکاران خود همدردی و پذیرنده هستند و برای همکاران شایسته‌ی خود احترام قائل­اند. رفتارصمیمانه:  این رفتار در بین معلمان منعکس‌کننده‌ی یک شبکه‌ی قوی و به‌هم‌پیوسته‌ی حمایت اجتماعی مابین هیئت آموزشی است. معلمان همدیگر را خوب شناخته، دوستان شخصی یکدیگر بوده، به‌طور مرتب باهم ارتباط اجتماعی داشته و از همدیگر قویاً حمایت می‌کنند. رفتارتظاهربهاشتغال : این نوع رفتار معنادار نبودن و توجه نکردن به فعالیت‌های حرفه‌ای را منعکس می‌کند. معلمان فقط باکارهای گروهی یا با ایجاد گروه‌های غیر سودمند وقت‌کشی کرده و دارای اهداف و تمایلات مشترک نیستند. رفتار آنان نسبت به همکاران خود و سازمان، غالباً منفی و انتقادآمیز است.

به‌طورکلی حاصل دو بعد رفتار معلم و مدیر چهار نوع جو را در مدرسه یعنی جو باز در مقابل جو بسته و نیز جو مشغول در مقابل جو غیر مشغول به وجود می­آید. در مدرسه با جو باز، مدیر از معلمان حمایت می­کند و کمتر دستور می‌دهد. در چنین جوی، رفتار رهبری تسهیل‌کننده و عاری از تشریفات بوروکراتیک است و در مقابل، معلمان صمیمیت و همکاری زیادی با همدیگر و با مدیرشان دارند. در این حالت رفتار مدیر و معلم هر دو باز است. جو بسته در مقابل جو باز قرار دارد و دارای مدیرانی است که از معلمان حمایت نمی­کنند و سبک رهبری آن‌ها آمرانه و دستوری است. معلمان نیز با مدیر همکاری ندارند و صمیمیتی نیز بین آن‌ها دیده نمی‌شود. در این حالت رفتار مدیر و معلم هر دو بسته است. در جو مشغول، مدیر به معلمان دستور می­دهد و در رفتار مدیر حمایتگری کمی نسبت به معلمان وجود دارد، در این حالت معلمان بیشتر با یکدیگر همکاری می­کنند و صمیمیت بین خودشان زیاد است و با مدیر ارتباط صمیمی ندارند. در این حالت رفتار مدیر بسته و رفتار معلم باز است و درنهایت جو غیر مشغول درست در مقابل جو مشغول قرار دارد، مدیر حمایتگر معلمان است و کمتر به آن‌ها دستور میدهد اما معلمان نه روابط همکارانه­ای با مدیر دارند نه با یکدیگر صمیمی هستند که در این حالت رفتار مدیر باز و رفتار معلم بسته است.

رفتار شهروند سازمانی

مطالعات در نیم‌قرن گذشته به‌خوبی نشان داده است که آمادگی کارکنان برای تحقق بخشی به انجام وظایف و نقشه‌ای رسمی­شان به‌قدر کافی اثربخشی سازمانی را پیش‌بینی نمی‌کند. بلکه جنبه‌های داوطلبانه و رفتارهای شهروندی سازمانی است که اثربخشی سازمانی را پیش‌بینی می­سازد و به مدیران و رهبران توانمندی می‌بخشد. مطالعات رفتار شهروند سازمانی در محیط‌های آموزشی بخصوص مدارس در حال افزایش است و نمایانگر تأثیر آن در اثربخشی سازمانی و ارتقا توسعه و مدیریت سازمان‌های آموزشی است (Finkelstein & Penner, 2004).

به‌طور مفهومی منشأ رفتار شهروند سازمانی در دو نظریه یعنی نظریه مبادلات اجتماعی و نظریه عدالت اجتماعی سرچشمه دارد. نظریه مبادلات اجتماعی بین سازمان و کارکنان یک رابطه متقابل قائل است. درنتیجه، یک سیستم مبادلات اجتماعی و اقتصادی میان کارکنان و برخی مقامات سازمان ظهور پیدا می‌کند و رفتار شهروندی سازمانی یکی از نتایج مثبت مبادلات مبتنی بر عدالت است. مبادلات اقتصادی به‌طورکلی شامل مزد و پاداش مالی کارکنان می­شود و به‌صورت منافع شخصی و یک رابطه کوتاه‌مدت است. مبادلات اجتماعی بر اعتماد، تلقی از انصاف و عدالت و نیز تعهد کارفرمایان در یک رابطه بلندمدت استوار است (Walumbwa, Cropanzano & Goldman, 2011). به‌طور مختصر تلقی انصاف کارکنان بر اساس نسبت کار و مزدی که دریافت می‌کنند در مقایسه با نسبت کار و میزان مزد و پاداش دریافتی همکاران خود شکل می‌گیرد. خود این درک و تلقی از عدالت و انصاف می‌تواند به‌عنوان پیش‌شرط رفتار شهروند سازمانی عمل نماید. (Organ, 1997) از رفتار شهروندی سازمانی به‌عنوان "تأثیراتی که زمینه اجتماعی و روان‌شناختی را قوت و ارتقاء می­بخشد و آن نیز به‌نوبه خود عملکرد وظیفه و کار را تقویت می‌سازد" یاد می‌کند.  ارگان همچنان می­گوید که رفتار شهروند سازمانی به جنبه‌هایی از اثربخشی سازمانی کمک می‌کند که در تعریف شغل رسمی کارکنان شامل نشده است به این معنا که به‌طور رسمی پاداش داده نمی‌شود بلکه به‌طورکلی به اراده آزاد خود کارکنان بستگی دارد. درحالی‌که تحقیقات تجربی ویژگی­ها و پیشایندهای رفتار شهروند سازمانی  را بیشتر مشخص می‌سازد، تعریف رفتار شهروند سازمانی به‌مرور دقیق‌تر شده است مانند درگیر و مشغول شدن در نقش­های اضافی کار، رفتارهای سودمند و کمک به همکاران. از رفتار شهروند سازمانی به‌عنوان روان کاری سازمان یاد می­شود (Comeau & Griffith, 2005).

در حوزه آموزشی رفتار شهروند سازمانی با چنین عناوینی تعریف‌شده است، معلمی که در فعالیت‌های فراتر از تعهدات شغلی رسمی خود با مدرسه مشغول و درگیر است، معلمان، عوامل اجرایی و دانش آموزان که برای توسعه مدرسه و دستیابی به اهداف آن در تلاش‌اند، پشتیبانی از ایجاد تغییرات موفقیت‌آمیز، کاهش تنش در مدارس. رفتار شهروند سازمانی معلمان ازآنجاکه فرصت بیشتر برای نظام مدیریت مدرسه در پرداختن به مسائل آموزشی و تربیتی بجای مسائل اداری فراهم می‌سازد، سطح آموزش را ارتقا می‌بخشند (DiPaola & Tschannen-Moran, 2001). (Oplatka & Golan, 2011) تعدادی از ابعاد رفتار شهروند سازمانی در بین معلمان برمی‌شمارد که شامل کمک به دانش آموزان و همکاران معلم در مدرسه، ابتکارات در تغییرات و نوآوری در زمینه­های آموزشی و پرورشی، تعهد به مدرسه و وفاداری به شغل می­شود. از وفاداری به شغل به‌عنوان تلاش‌های معلمان برای افزایش سطح تحصیل در مدرسه یاد می‌شود.

در مورد ابعاد رفتار شهروندی سازمانی نظریه­ها و دیدگاه‌های متعددی ارائه‌شده است. در این تحقیق بر ابعاد (Organ, 1997) تأکید شده که پنج بعد آن به نقل از (Seid Naghavi & Jafari Farsani, 2010) عبارت‌اند از:

۱- وظیفه‌شناسی: وضعیتی است که در آن افراد رفتارهای خاصی بالاتر از حداقل سطح مورد انتظار وظیفه خود انجام می‌دهند.

۲- نوع‌دوستی: نوع‌دوستی به رفتارهای مفید و سود بخشی میان همکاران از قبیل ایجاد صمیمیت، همدلی و دلسوزی اشاره دارد که به‌صورت مستقیم و یا غیرمستقیم به کارکنانی که دارای مشکلات عادی هستند کمک می‌کند.

۳- فضیلت شهروندی: رفتار یا فضیلت مدنی از مسئولیت‌پذیری، علاقه یا تعهد به سازمان ناشی می‌شود مانند حضور در فعالیت‌های فوق‌برنامه و اضافی، آن‌هم زمانی که این حضور الزام‌آور نباشد. نظارت بر محیط (سازمان) به‌منظور شناسایی فرصت‌ها و تهدیدها حتی به هزینه شخصی نمونه‌ای از این رفتارها است.

۴- جوانمردی به شکیبایی در برابر موقعیت‌های ناراحت‌کننده و اجتناب‌ناپذیر بدون شکایت، ابراز ناراحتی و نارضایتی و گلایه‌مندی اشاره دارد.

۵- احترام و تکریم این بعد بیان‌کننده نحوه رفتار افراد با همکاران، سرپرستان و مخاطبان سازمانی است. افرادی که در سازمان با احترام و تکریم با دیگران رفتار می‌کنند دارای رفتار شهروندی سازمانی مترقی می­باشند.

جو به‌عنوان متغیر واسطه 

نوع‌دوستی به‌عنوان موضوعی دوطرفه هم در رهبری خدمتگزار و هم در رفتار شهروند سازمانی نمود دارد (Barbuto & Wheeler, 2006). ازآنجاکه رهبر متعهد به (اجرای) نیازهای کارکنان و حرفه‌ای معلمان هست- تعامل بین رهبر خدمتگزار و معلم بر اساس نوعی روابط مثبت و صادقانه است (Cerit, 2009) .  معلمان در چارچوب‌های مبادلات اجتماعی رفتارهایشان فراتر از تقابل و نیاز شدید نقششان استعلا می‌یابد (Ehrhart, 2014). در مقابل حمایت مدیر – معلمان کار مدرسه و همکاران خود را ارتقا می­دهند(samch & khetba.2017).رفتار مدیر به‌عنوان رهبر خدمت‌گزار و رفتار معلم در قالب رفتار شهروندی دو عامل قابل را در ارتقا فضای سالم و باز مدرسه را باهم جمع می‌کند. جوسازمانی مدرسه در مفهوم‌پردازی تداعی­گر رهبری هم کارانه – رفتار حرفه‌ای معلم – تأکید تحصیلی است. با در نظر داشتن رفتارهای رهبر خدمتگزار که متضمن اعتماد عمومی رهبر به همکار است – به‌طور موجه انتظار می‌رود با رهبری همکارنه به‌عنوان عنصری از جو (باز) مدرسه در ارتباط باشد. اگر رهبری خدمتگزار در رفتار شهروندی سازمانی معلمان بروز یابد یعنی بخشی که مربوط به تدارک آموزش است انتظار می‌رود رابطه بین رهبری خدمتگزار و رفتار حرفه‌ای معلم وجود داشته باشد (Ehrhart, 2004). در کل جوسازمانی به‌عنوان مجموعه‌ای از عناصر به‌عنوان یک سازه کلی هم با رفتار شهروند سازمانی و هم با رهبری خدمتگزار در ارتباط است.

بر اساس شرح مفهومی و نظری مدل مفهومی تحقیق برابر شکل ۱ است و سؤالات این پژوهش به شرح زیر است:

-        آیا رهبری خدمتگزار و عوامل آن رفتار شهروندی سازمانی معلمان را پیش‌بینی می‌کند؟

-        آیا رهبری خدمتگزار و عوامل آن جوسازمانی مدارس را پیش‌بینی می‌کند؟

-        آیا بر اساس دادها، مدل مفهومی تحقیق که در آن متغیر جوسازمانی به‌عنوان متغیر میانجی بین رهبری خدمتگزار و رفتار شهروندی سازمانی قرارگرفته برازش دارد؟

رهبری خدمتگزار

جو سازمانی

رفتار شهروندی

رویکرد پژوهش

جامعه آماری و روش نمونه‌گیری

جامعه آماری این تحقیق شامل کلیه دبیران دوره­ی دوم متوسطه شهر سنندج بود. که بر اساس آمار آموزش‌وپرورش ناحیه یک و دو شهر سنندج در سال تحصیلی(96-95) مجموع دبیران دو ناحیه 651 نفر بودند که 345 نفر یعنی (53% ) در ناحیه یک و 306 نفر یعنی (47%) دیگر آن‌ها در دبیرستان‌های ناحیه دو مشغول به تدریس هستند. (Hu & Bentler, 1999) پیشنهاد کردند که نسبت 5 نفر درازای هر متغیر مشاهده‌شده کافی است. یک قاعده پذیرفته‌شده‌تر نسبت 10 نفر درازای هر متغیر مشاهده‌شده است.  مدل مورد آزمون در این تحقیق دارای 14 متغیر مشاهده‌شده است (4 عامل رهبری خدمتگزار، 5 عامل رفتار شهروندی سازمانی، و 5 عامل جوسازمانی)، بنابراین با در نظر گرفتن 10 نفر درازای هر متغیر حداقل حجم نمونه موردنیاز 140 نفر خواهد بود. با تخصیص متناسب بر اساس نوع مدارس (دخترانه و پسرانه) از جامعه موردنظر با استفاده از روش نمونه‌گیری تصادفی طبقه‌ای 283نفر شامل 119 زن  و 119  مرد بود انتخاب شدند. 150 نفر یعنی 53% پرسشنامه را در مدارس ناحیه یک، و133پرسشنامه یعنی 47% در ناحیه دو توزیع  شد.

ابزار جمع‌آوری داده‌ها

در این تحقیق از 3 پرسشنامه برای جمع‌آوری داده استفاده‌شده است. پرسشنامه سبک رهبری خدمتگزار که بر اساس مدل پترسون توسط  (Gholi Pour, Pour Ezat & ,Hazrati 2009)در ایران تهیه و تنظیم‌شده است. این پرسشنامه دارای ۲۴ سؤال است که چهار مؤلفه خدمت‌رسانی، تواضع و فروتنی، قابلیت اعتماد و نوع‌دوستی را می‌سنجد. سؤالات این پرسشنامه بر اساس طیف پنج گزینه‌ای لیترت از ۱ به معنای بسیار مخالفم تا ۵ به معنای بسیار موافقم تنظیم‌شده است.پرسشنامه دوم جو سازمان (OCDQ) است که نسخه‌های جدید برای مقاطع مختلف تحصیلی ابتدایی، راهنمایی و دبیرستان فرمول‌بندی شده است . در این پژوهش از نمونه دبیرستانی (Hoy & Miskel, 2013)  استفاده شد. این پرسشنامه 32 سؤال دارد رفتار مدیر – معلم را در دو  بعد حمایتی، هدایتی و رفتار معلم – معلم را در سه بعد مشغول، ناامید و صمیمی می‌سنجد. امتیازدهی یک مقیاس چهار امتیازی تعریف‌شده از: به‌ندرت رخ می‌دهد، گاهی اوقات رخ می‌دهد، اغلب رخ می‌دهد،  تا به‌طور مکرر رخ می‌دهد، متفاوت است (1 تا 4، به ترتیب). از پرسشنامه رفتار شهروند سازمانی که توسط پادساکف و همکاران (2000) ساخته‌شده است و شامل مؤلفه‌های: نوع‌دوستی، روحیه جوانمردی، ادب و نزاکت، وظیفه‌شناسی و فضیلت مدنی است، جهت سنجش رفتار شهروند سازمانی استفاده شد.

روایی و پایایی ابزارها:

به گزارش (Gholipour & Hazrati, 2009)، ضریب آلفای کرونباخ پرسشنامه رهبری خدمتگزار مقدار ۹۰/0 به‌دست‌آمده است. محقق در این تحقیق به سنجش پایایی پرسشنامه از طرق آلفای کرون باخ اقدام نمود که 97/0 به دست آمد.همچنین ضریب آلفای کرون باخ چهار مؤلفه خدمت‌رسانی90/0، تواضع و فروتنی91/0، قابلیت اعتماد94/0 و نوع‌دوستی90/0 به دست آمد.جهت سنجش جوسازمانی از پرسشنامه OCDQ-RS فرم دبیرستانی آن‌که توسط (Hoy, 1991) استفاده‌شده  پایایی هر یک از این ابعاد توسط خرده آزمون اندازه‌گیری و گزارش‌شده است. حمایتی (0.91)، هدایتی (0.87)، مشغول (0.85)، ناامید (0.85)، و صمیمی (0.71) محقق در این تحقیق به سنجش پایایی پرسشنامه از طرق آلفای کرونباخ اقدام نمود که 85/0 به دست آمد. همچنین ضریب آلفای کرونباخ ابعاد جوسازمانی نیز محاسبه شد که رفتار حمایتی مدیر83/0، رفتار هدایتی مدیر70/0، رفتار مشغول معلم 78/0، رفتار ناامید معلم 57/0 و رفتار صمیمی معلم49/0 به دست آمد. در ارتباط با پایایی پرسشنامه رفتار شهروند سازمانی در مطالعه‌ای آلفای کرونباخ آن 88% محاسبه گردیده است(طبرسا و رامین مهر، 1389). پژوهشگران در این تحقیق به سنجش پایایی پرسشنامه از طرق آلفای کرونباخ اقدام نمود که 70/0 به دست آمد. همچنین ضریب آلفای کرونباخ ابعاد شهروند سازمانی نیز محاسبه شد که برای مهرورزی 75/0، روحیه جوانمردی 66/0، ادب و نزاکت 76/0، وظیفه‌شناسی56/0، فضیلت مدنی61/0 گزارش شده است.

یافته‌ها

در قسمت یافته‌های این تحقیق ابتدا ویژگی‌های جمعیت شناختی، سپس مفروضه نرمال بودن با استفاده از آزمون کولموگروف اسمیرنوف استفاده‌شده است. در پایان هم نتایج حاصل از آزمون فرضیات مدل با استفاده از تحلیل معادلات ساختاری ارائه می‌گردد. 

همان‌گونه که در جدول1 مشاهده می‌شود 119 نفر از پاسخ‌دهندگان (0/50 درصد) زن، و 119 نفر (0/50 درصد) مرد می‌باشند.و 164 نفر از پاسخ‌دهندگان (9/68 درصد) دارای تحصیلات لیسانس، و 74 نفر (1/31 درصد) دارای تحصیلات فوق‌لیسانس هستند. سابقه  30-26 سال با فراوانی 77 (4/32 درصد) دارای بیشترین فراوانی، و سابقه 21-25 سال با فراوانی 13 (5/5 درصد) دارای کمترین فراوانی است.

جدول (1) توزیع ویژگی‌های جمعیت شناختی پاسخ‌دهندگان

                                 فراوانی

درصد

جنسیت

مرد

زن

119

119

00/50

00/50

مدرک

لیسانس

فوق‌لیسانس

164

74

9/68

1/31

سابقه

5-0

10-6

15-11

20-16

25-21

16

37

56

39

13

7/6

5/15

5/23

4/16

5/5

30-26

77

4/32

در بکار گیری روش آماری، ابتدا مفروضه نرمال بودن چندمتغیری داده‌ها بررسی شد. با توجه به اینکه نرمال بودن تک متغیره پیش‌شرط نرمال بودن چندمتغیره است با استفاده از آزمون آماری کولموگروف اسمیرنوف نرمال بودن داده‌ها مورد آزمون قرار گرفت. سطح معنی‌داری مشاهده‌شده برای متغیرها کمتر از 05/0 بود (جدول 2).  برای آزمون مدل معادلات ساختاری، (West, Finch, & Curran, 1995)  بیان می‌کنند که مقادیر کجی کمتر از 2 و کشیدگی کمتر از 7 مشکلی برای استفاده از مدل‌سازی معادلات ساختاری ایجاد نمی‌کنند . با بررسی جدول 2 مشاهده می‌شود که بیشترین مقدار کجی 92/1 برای متغیر فضیلت و بیشترین مقدار کشیدگی 28/3 برای فضیلت است. ازاین‌رو می‌توان از مدل‌سازی معادلات ساختاری برای آزمون مدل تحقیق استفاده کرد.

جدول(2)نتایج آزمون کالموگروف-اسمیرنوف برای نرمال بودن توزیع متغیرها

متغیر

کجی

کشیدگی

آماره

درجه آزادی

سطح معنی‌داری

ناامید

207/0

450/0

133/0

238

000/0

صمیمی

012/0

224/0-

130/0

238

000/0

وظیفه‌شناسی

564/1-

847/2

247/0

238

000/0

جوانمردی

019/1-

828/0

148/0

238

000/0

فضیلت

923/1-

278/3

364/0

238

000/0

نوع‌دوستی

469/0-

441/0-

125/0

238

000/0

 

ضرایب همبستگی بین متغیرها در جدول (3)آورده شده است. بین رهبری خدمتگزار با جوسازمانی (44/0=r، 01/0>p) و رفتار شهروندی (41/0=r، 01/0>p) رابطه مثبت و معنادار نجو دارد. بین جوسازمانی و رفتار شهروندی سازمانی (16/0=r، 05/0>p) نیز رابطه مثبت و معناداری وجود دارد.

 

جدول(3)ماتریس همبستگی بین متغیرها

 

رهبری خدمتگزار

جوسازمانی

رفتار شهروندی سازمانی

رهبری خدمتگزار

1

 

 

جوسازمانی

**44/0

1

 

رفتار شهروندی سازمانی

**41/0

*16/0

1

*p

همبستگی چندمتغیری بین عوامل رهبری خدمتگزار و رفتار شهروندی سازمانی معنادار است (R= 0.414; R2=172; F(4,233)= 12.063; P<.001). عوامل رهبری خدمتگزار درمجموع2/17% از واریانس رفتار شهروندی سازمانی را تبیین می‌کنند. ضرایب رگرسیون استانداردشده نشان می‌دهد، نوع‌دوستی بیشترین و اعتماد کمترین تأثیر را بر رفتار شهروندی سازمانی دارند (به جدول 4 نگاه کنید).

جدول (4) رگرسیون رفتار شهروندی روی عوامل رهبری خدمتگزار

 

B

انحراف استاندارد

بتا

t

P

Tolerance

VIF

مقدار ثابت

928/68

655/1

 

656/41

000/

 

 

خدمات

200/

151/

174/

321/1

188/

203/

930/4

تواضع

071/

159/

072/

443/

658/

137/

315/7

قابلیت اعتماد

009/

137/

010/

066/

948/

165/

046/6

نوع‌دوستی

286/

286/

175/

022/1

317/

116/

602/8

Notes: R= 0.414; R2=172; ; F(4,233)= 12.063; P<.001

تحلیل رگرسیون نشان داد که رهبری خدمتگزار پیش‌بین کننده معناداری برای رفتار شهروندی سازمانی است (R= 0.410; ; 15R2"> =168; F(1,236)= 47.597; P<.001). می‌توان گفت 16و8% از  واریانس رفتار شهروندی سازمانی توسط رهبری خدمتگزار تبیین می‌شود (به جدول 5 نگاه کنید).

جدول (5)رگرسیون رفتار شهروندی سازمانی روی رهبری خدمتگزار کلی

P

t

بتا

انحراف استاندارد

B

 

000/

066/42

 

641/1

049/69

مقدار ثابت

000/

899/6

410/

017/

121/

رهبری

Notes: R= 0.410; 15R2"> =168; F(1,236)= 47.597; P<.001

همبستگی چندمتغیری بین عوامل رهبری خدمتگزار و جوسازمانی معنادار است (R= 0.499; R2=249 F(4,233)= 19.334; P<.001). عوامل رهبری خدمتگزار درمجموع 9/24 درصد از واریانس جوسازمانی را تبیین می‌کنند. ضرایب رگرسیون استانداردشده نشان می‌دهد، تواضع و فروتنی بیشترین و خدمت‌رسانی کمترین تأثیر را بر جوسازمانی دارند (به جدول 6نگاه کنید).

جدول (6) رگرسیون جوسازمانی روی عوامل رهبری خدمتگزار

 

B

انحراف استاندارد

بتا

t

P

Tolerance

VIF

مقدار ثابت

799/54

261/3

 

803/16

000/

 

 

خدمات

444/

298/

188/

492/1

137/

203/

930/4

تواضع

948/

314/

463/

018/3

003/

137/

315/7

قابلیت اعتماد

837/-

270/

432/-

095/3-

002/

165/

046/6

نوع‌دوستی

798/

563/

236/

418/1

158/

116/

602/8

Notes: R= 0.499; R2=249; F(4,233)= 19.334; P<.001

در مدل پیشنهادی رهبری خدمتگزار به‌عنوان متغیر مستقل، جوسازمانی متغیر میانجی و رفتار شهروندی سازمانی به‌عنوان متغیر وابسته فرض شده است. جدول 7 برازش مدل اولیه و اصلاح‌شده را نمایش می‌دهد. به‌منظور ارزیابی برازش مدل از چند شاخص استفاده شد. ازآنجاکه شاخص برازش کای دو به حجم نمونه (Schermelleh-Engel, Moosbrugger & Müller, 2003) بستگی دارد. شاخص نیکویی برازش (GFI) به‌عنوان یک جایگزین برای آزمون Chi-Square ایجاد و محاسبه شد. (Tabachnick & Fidell, 2007) این شاخص مقدار نسبی واریانس و کوواریانس را به‌گونه‌ای مشترک از طریق الگو ارزیابی می‌کند. به‌طور سنتی یک نقطه برش 9/0 برای GFI توصیه می‌شود، مطالعات مشابه نشان داده است هرچه مقدار آن به یک نزدیک‌تر باشد برازش بهتری دارد(Miles & Shevlin, 1998). دو شاخص دیگر به دلیل آنکه برای استفاده در هر دو نمونه بزرگ و کوچک مناسب است در نظر گرفته شد. NNFI (شاخص برازش هنجار نشده) و CFI (شاخص برازش تطبیقی) NNFI و CFI بزرگ‌تر از 95/0در حال حاضر به‌عنوان نشان‌دهنده مناسب به رسمیت شناخته‌شده (Hu & Bentler, 1999)، البته مقدار NNFI و CFI باید مساوی یا بزرگ‌تر از 9/0باشد تا مدل موردنظر پذیرفته شود. شاخص ریشه خطای تقریب میانگین مجذورات (RMSEA) به‌عنوان یکی دیگر از شاخص برازندگی است. مقدار RMSEA کمتر از 05/0 نشان می‌دهد مدل از برازش عالی ، مقدار بین 05/0و 08/0 نشان می‌دهد برازش مدل مناسب است و بین 08/0 و 1/0 برازش مدل متوسط، و بالاتر از 1/0 غیرقابل‌قبول (MacCallum, Browne & Sugawara, 1996). مقدارکای اسکوئر مدل اولیه 16/430 و درجه آزادی آن 74 است که سطح معناداری آن کمتر از 05/0 است.

مقدار کلیه شاخص‌های برازش برای مدل اولیه در وضعیت نامطلوب قرار دارد. برای بهبود برازش مدل پیشنهادی اصلاح شد. اصلاح مدل از طریق افزودن مسیرهای جدید به مدل و حذف مسیرهای غیر معنادار انجام گردید. بررسی مدل نشان داد عدم برازش ناشی از مشکل در مدل اندازه‌گیری متغیرهای مکنون است ازاین‌رو متغیرهای صمیمت و ناامیدی از مدل اندازه‌گیری جوسازمانی و رفتار جوانمردی نیز از مدل اندازه‌گیری رفتار شهروندی سازمانی حذف شد. کای اسکوئر مدل اصلاح‌شده  74/145 و درجه آزادی آن 42 است که سطح معناداری آن کمتر از 05/0 است. کای اسکوئر تحت تأثیر حجم نمونه قرار دارد، ازاین‌رو بیشترین تأکید برای برازش مدل روی سایر شاخص‌های برازش قرار دارد. مقدار GFI ، CFI و NNFI بزرگ‌تر از 90/0 است. مقدار شاخص RMSEA کمتر از 1/0 است. درمجموع شاخص­های برازش نشان می‌دهد مدل اصلاح‌شده برازش خوبی با داده‌ها دارد.

جدول (7) شاخص‌های برازش مدل پیشنهادی پژوهشگر

شاخص برازش

نقطه برش

مدل اولیه

مدل اصلاح‌شده

وضعیت

Χ2(df)

غیر معنادار               

430.16 (74)

145.74 (42)

نامطلوب

GFI

.9   ≤

.80

.90

مطلوب

CFI

.9  ≤

.86

.95

مطلوب

NNFI

.9  ≤

.82

.94

مطلوب

RMSEA

.1  >

.14

.098

متوسط

 

مدل اصلاح‌شده در حالت ضرایب استاندارد در شکل(1) ارائه‌شده است.  ضریب تأثیر رهبری خدمتگزار بر جوسازمانی (γ=0.68; t= 12.99) و بر رفتار شهروندی سازمانی  (γ=0.27; t= 2.14) است.  بنابراین رهبری خدمتگزار به‌صورت مستقیم بر روی جوسازمانی و رفتار شهروندی سازمانی تأثیر مثبت و معناداری دارد. ضریب تأثیر جوسازمانی بر رفتار شهروندی  (β=0.40; t= 2.79) است که بیانگر تأثیر مثبت و معنادار جوسازمانی بر رفتار شهروندی سازمانی است. ضریب تأثیر غیرمستقیم رهبری خدمتگزار بر رفتار شهروندی سازمانی با میانجی جوسازمانی 27/0 و مقدار t ضریب تأثیر غیرمستقیم رهبری خدمتگزار بر رفتار شهروندی سازمانی 73/2 است. این مقدار نشان می‌دهد که رهبری خدمتگزار علاوه بر تأثیر مستقیم به‌صورت غیرمستقیم و با نقش واسطه‌ای جوسازمانی روی رفتار شهروندی سازمانی تأثیر می‌گذارد.

شکل 1 مدل معادلات ساختاری اصلاح‌شده در حالت ضرایب استاندارد

بحث و نتیجه‌گیری

هدف اصلی این پژوهش بررسی اثر مستقیم رهبری خدمتگزار بر رفتار شهروند سازمانی و بررسی اثر غیرمستقیم آن از طریق میانجیگری جوسازمانی بر رفتار شهروند سازمانی دبیران شهر سنندج بود. پس از حذف متغیرهای صمیمیت و ناامیدی از مدل اندازه‌گیری جوسازمانی و رفتار جوانمردی از مدل اندازه‌گیری رفتار شهروند سازمانی در مدل معادلات ساختاری ارائه‌شده توسط پژوهشگر و ارائه مدل اصلاح‌شده معادلات ساختاری (شکل1) رهبری خدمتگزار به‌صورت مستقیم باروی جوسازمانی (با ضریب استاندارد 68/0 و ضریب معناداری99/12) و رفتار شهروند سازمانی(با ضریب استاندارد 27/0 و ضریب معناداری14/2)تأثیر مثبت و معناداری دارد. به‌عبارتی‌دیگر دبیران نسبت به سبک رهبری خدمتگزار در مدرسه و ابعاد آن دیدگاه مثبت دارند. تجزیه‌وتحلیل یافته‌های پژوهش حاضر نشان داد؛ رهبری خدمتگزار علاوه بر رابطه مستقیم با رفتار شهروند سازمانی (با ضریب استاندارد27/0 و ضریب معناداری73/2) رابطه غیرمستقیم و معناداری نیز دارد. داده‌ها و تجزیه‌وتحلیل آماری این فرضیه که رهبری خدمتگزار علاوه بر تأثیر مستقیم به‌صورت غیرمستقیم و با نقش واسطه‌ای از طریق جوسازمانی روی رفتار شهروندی سازمانی تأثیر می‌گذارد را نیز تائید می‌نماید.

رهبران خدمتگزار با ویژگی‌های منحصربه‌فرد همچون بها دادن به افراد یعنی اینکه افراد به‌خودی‌خود ارزشمند و قابل توسعه هستند و به دلیل وجود خودشان ارزشمند هستند و نیز بر نیاز (افراد) تمرکز دارند. رهبران خدمتگزار به دنبال توسعه و رشد هستند و روابط دوستانه برقرار می‌کنند و تفاوت‌های همکاران را ارزش می‌نهند، آن‌ها در ساختن کیفیت (های مطلوب) اجتماعات مدرسه تلاش می‌کنند. مدارسی که دارای رهبر خدمتگزار هستند افراد افق‌هایشان را باروی گشاده باهدف ایجاد یک افق مشترک و نو با دیگران به اشتراک می‌گذارند. در چنین مدارسی رهبر قدرت را با دیگران به اشتراک می‌گذارد. مدارس می‌دانند که افق مدرسه متعلق به یک فرد ( مثلاً رهبر) نیست بلکه بین تمام گروهای موجود در مدرسه مشترک است. نیازهای همه افراد در سرتاسر مدرسه مورد تصدیق قرار گیرند (Laub, 1999). این ویژگی­ها باعث می‌شود تا دبیران احساس کنند رهبران آن‌ها در فکر بهبود شرایط کاری آنان هستند، به‌نحوی‌که درصدد جبران بر خواهند آمد و این امر در مورد دبیران با عملکرد فراتر از وظایف رسمی و به عبارت دقیق‌تر سبب افزایش رفتار شهروند سازمانی معلمان می‌شود. بخشی از رفتار شهروند سازمانی که دبیران به آن اشاره‌کرده‌اند عبارت‌اند از تبعیت داوطلبانه از قوانین، وظیفه‌شناسی، تسهیم دانش و کاهش غیبت بوده است.

همچنین نتایج پژوهش حاضر حاکی از آن بود که نوع‌دوستی از مؤلفه‌های رهبری خدمتگزار عامل پیش‌بینی کننده قوی برای رفتار شهروندی معلمان است. یعنی نوع‌دوستی عاملی دوسویه هم در رهبری خدمتگزار و هم در رفتار شهروند سازمانی است و از این منظر با تحقیقات (Barbuto & Wheeler, 2006) همسو است. ازآنجاکه رهبر خدمتگزار در پی رفع نیازهای حرفه‌ای معلمان است لذا تعامل بین رهبر خدمتگزار و معلم بر اساس نوعی روابط مثبت تجلی می‌یابد و از این لحاظ با پژوهش (Cerit, 2009) هم‌جهت است. رفتار مدیر در قالب رهبر خدمتگزار و بروز رفتار معلم نیز با ویژگی رفتار شهروندی دو فاکتور مهم و تعیین‌کننده در ارتقا جو سالم و باز مدرسه می‌باشند. نتایج این تحقیق با یافته‌های  (Gholipour, Hazrati, 2009; Ng & Feldman, 2011) که بیان‌کننده این نکته هستند که یک سازمان اثربخش نیاز دارد که استعدادها و توانایی‌های خاص کارکنانش را تشخیص دهد، بکار گیرد و توسعه دهد، همسوست. همچنین با نتایج تحقیقات Zehir Akyuz, Eren, & Turhan, 2013; Nasr Esfahani, Mahdi & Ali, 2010) که به ترتیب اثر مثبت رهبری خدمتگزار را بر عدالت سازمانی و رابطه معناداری بین سبک رهبری خدمتگزار و تعهد سازمانی را در تحقیقات خود نشان دادند نیز همخوان است.

تجزیه‌وتحلیل یافته‌های پـژوهش نـشان داد رهبری خدمتگزار و جوسازمانی رابطه مثبت دارند و بر اساس ضرایب رگرسیون استاندارد عامل تواضع و فروتنی پیش‌بینی کننده مناسبی برای جوسازمانی است (رجوع به جدول 6 ). این نتایج هم‌راستا است با یافته‌های تحقیق  (Rahi & Barzegar, 2013) در رابطه با بررسی رابطه جو و فرهنگ‌سازمانی با تعهد و توانمندسازی کارکنان سازمان آموزش‌وپرورش و تحقیق Narimani & Arjmand, 2011) ) در خصوص وجود رابطه روحیه با رفتار متعهدانه و همکارانه معلمان که نشان دادند جوسازمانی باز با تعهد سازمانی و توانمندسازی رابطه معناداری دارد و نیز با نتیجه حاصل از تحقیق (Ghasemi Nejad & Siadat, 2004; Keramati, 2007) که نشان دادند جوسازمانی می‌تواند از عواملی باشد که باعث افزایش و یا کاهش استرس شغلی دبیران باشد و با تحقیق (Shaemi, 2012) که تأثیر جوسازمانی ادراک‌شده بر رفتار شهروند سازمانی کارکنان مرکز بهداشت اصفهان را بررسی کرده، همخوان است. 

این پژوهش در عین تائید رابطه جوسازمانی و رفتار شهروند سازمانی، نشان می‌دهد که بعد صمیمیت در بین معلمان و مدیران و حتی در بین خود معلمان وضعیت مطلوبی ندارد. ازآنجاکه این بعد از جوسازمانی بیشتر ناظر بر روابط بین خانوادگی و اجتماعی است به نظر می‌رسد این وضعیت حکایت از آن دارد که ساختار روابط اجتماعی و فردی در جامعه موردبررسی دستخوش تغییرات محسوسی شده است.

هم‌چنین عدم ارتباط صمیمی معلمان با مدیر نشانه‌هایی دال بر رشد جو غیر مشغول در مدارس دارد که شایان توجه سیاستگزاران و محققان آموزشی است.

طبق مطالب عنوان‌شده می‌توان گفت کاربرد سبک رهبری خدمتگزار که توجه ویژه‌ای به رابطه بین رهبر و پیروان دارد می‌تواند با ایجاد جو مثبت و محیط کاری سالم به شکل‌گیری یک هنجار اخلاقی درونی در بین دبیران کمک کرده و باعث بروز رفتار شهروند سازمانی در آنان گردد. بهبود رفتار شهروند سازمانی در مراکز آموزشی از طریق رهبری و جو باز و مشغول می­تواند شرایطی را ایجاد نمایند که دبیران بیش از الزامات نقش تدریس و وظایف تعیین‌شده، در پیشبرد دیگر اهداف مدرسه فعالیت نمایند. ازآنجاکه اهمیت رهبری خدمتگزار در ارتقاء جو مدارس و رفتار شهروند سازمانی دبیران در این بررسی مؤثر دانسته شد لذا در این راستا توصیه می‌شود که برنامه‌هایی به‌منظور توسعه و پرورش مهارت‌های رهبری خدمتگزار در بین مدیران مدارس تهیه و به اجرا گذارده شود. همچنین تکرار این در مقاطع دیگر تحصیلی و تمرکز به وضعیت صمیمیت در جو معلمان مدارس نیز از مواردی است در تحقیقات آتی پیشنهاد می‌گردد. از محدودیت‌های این پژوهش روش گردآوری اطلاعات یعنی پرسش‌نامه و نیز محدود بودن جامعه آماری پژوهش که به دبیران دوره­ی دوم متوسطه شهر سنندج محدود بوده است ، لذا در تعمیم نتایج به دیگر شهرها و سازمان‌ها باید جانب احتیاط را رعایت کرد.

References

Anand, S., Vidyarthi, P., & Rolnicki, S. (2018). Leader-member exchange and organizational citizenship behaviors: Contextual effects of leader power distance and group task interdependence. The Leadership Quarterly, 29(4), 489-500.
Asgharian, M. (1999). Human Relations and organizational behavior, First edition. Tehran: Amir Kabir University.
Bambale, A. J. (2014). Relationship between servant leadership and organizational citizenship behaviors: review of literature and future research directions. Journal of Marketing and Management, 5 (1), 1-16.
Barbuto, J. E., Jr., & Wheeler, D. W. (2006). Scale development and construct clarification of servant leadership. Group & Organization Management, 31(3), 300-326.
Bentler, P. M., & Chou, C. P. (1987). Practical issues in structural modeling. Sociological Methods & Research, 16(1), 78-117.
Cerit, Y. (2009). The effects of servant leadership behaviours of school principals on teachers’ job satisfaction. Educational Management Administration & Leadership, 37(5), 600–623.
Comeau, D. J., & Griffith, R. L. (2005). Structural interdependence, personality and organizational citizenship behavior: An examination of person-environment interaction. Personnel Review, 34(3), 310-30.
Day, C., Gu, Q., & Sammons, P. (2016). The impact of leadership on student outcomes: How successful school leaders use transformational and instructional strategies to make a difference. Educational Administration Quarterly, 52(2), 221-258.
DiPaola, M. F., & Hoy, W. K. (2005a). School characteristics that foster organizational citizenship behavior. Journal of School Leadership, 15, 308-326.
Finkelstein, M. A., & Penner, L. A. (2004). Predicting organizational citizenship behavior: Integrating the functional and role identity approaches. Social Behavior and Personality: an international journal, 32(4), 383-398.
Ghalavandi, H., Soltanzadeh, V., & Amiri, A. (2011). Predicting the Components of Organizational Citizenship Behavior of Secretaries based on the Characteristics of Servant Leadership in High School in Naghadeh. Journal of New Educational Thoughts, 7(4), 139-160.
Gholipour, A., & Hazrati, M. (2009). Explaining the Measurement of Servant Leadership in Iranian Governmental Organizations. Quarterly Journal of Management Researches, 2(3), 5-27.
Greenleaf, R.K. (1977) Servant Leadership: A Journey into the Nature of Legitimate Power and Greatness. New York: Paulist Press.
Hallinger, P., & Heck, R. H. (1996). Reassessing the principal's role in school effectiveness: A review of empirical research, 1980-1995. Educational administration quarterly, 32(1), 5-44.
Croft, D. B., & Halpin, A. W. (1962). THE ORGANIZATIONAL CLIMATE OF SCHOOLS.
DiPaola, M., & Hoy, W. K. (Eds.). (2015). Leadership and school quality. IAP.
Hoy, W.K., Miskel, C.G. (2013). Educational administration: Theory, research, and practice, 7th edition. New York: McGraw-Hill.
Hoy, W.K., Tarter, C. J., & Kottkamp, R.B. (1991), Open schools/healthy schools: Measuring organizational climate. Beverly Hills, CA: Sage.
Hu, L. T., & Bentler, P. M. (1999). Cutoff criteria for fit indexes in covariance structure modeling: Sensitivity to underparameterized model misspecification. Psychological Methods, 3, 424-453.
Laub, J. A. (1999). Assessing the servant organization: Development of the Servant Organizational Leadership Assessment (SOLA) instrument [Thesis]. Florida Atlantic University.
Likert R (1967). The human organization: its management and value. New York: McGraw-Hill.
Litwin, G.H., & Stringer, R.A. (1968). Motivation and organizational climate. Boston: Harvard University Press.
MacCallum, R. C., Browne, M. W., & Sugawara, H. M. (1996). Power analysis and determination of sample size for covariance structure modeling. Psychological Methods, 1(2), 130-149.
Mirkamali, S. M., (1994). Leadership and educational management, Second Edition. Tehran: Amin Publishing.
Moorman, R. H. (1991). Relationship between organizational justice and organizational citizenship behaviors: Do fairness perceptions influence employee citizenship?. Journal of applied psychology, 76(6), 845.
Narimani, M., & Arjmand, J. (2011). The Relationship between Organizational Climate and the Spirituality of the Secretaries of Governmental and Non-Governmental High Schools. Jornal of New Educational Ideas,3(3), 81-93.
Organ, D. W. (1997). Organizational citizenship behavior: It's construct clean-up time. Human performance, 10(2), 85-97.
Organ, D.W. (1988).organizational citizenship behavior: the good soldier syndrome, Lexington, MA:  Lexington books.
Patterson, K. (2003). Servant leadership: A theoretical model. Dissertation Abstracts International, 64(02), 570. (UMI No. 3082719)
Podsakoff, P. M., MacKenzie, S. B., Paine, J. B., & Bachrach, D. G. (2000). Organizational citizenship behaviors: A critical review of the theoretical and empirical literature and suggestions for future research. Journal of management, 26(3), 513-563.
Rahi, F., Ahmadi, A., & Barzegar, M. (2013). The relationship between organizational climate and culture through the mediation role of empowerment on organizational commitment of employees of Fars education organization. Journal of New Approach in Educational Management,4(2),199-220.
Saifuddin, A. (2009). Methods in sample surveys. Baltimore, MD: Johns Hopkins.
Schermelleh-Engel, K., Moosbrugger, H., & Müller, H. (2003). Evaluating the fit of structural equation models: Tests of significance and descriptive goodness-of-fit measures. Methods of psychological research online, 8(2), 23-74.
Shapira-Lishchinsky, O., & Tsemach, S. (2014). Psychological empowerment as a mediator between teachers’ perceptions of authentic leadership and their withdrawal and citizenship behaviors. Educational Administration Quarterly, 50(4), 675-712.
Shevlin, M., & Miles, J. N. (1998). Effects of sample size, model specification and factor loadings on the GFI in confirmatory factor analysis. Personality and Individual differences, 25(1), 85-90.
Sisman, M. (2004). Ög˘retim Liderlig˘i (Instructional Leadership). Ankara: PegemA
Smith, A., Organ D. W., & Near J. (1983). Organizational citizenship behavior: Its nature and antecedents. Journal of Applied Psychology, 68(4), 653-663.
Stone, A. G., & Patterson, K. (2005). The History of Leadership Focus. School of Leadership Studies. Regent University. In Servant Leadership Research Roundtable (Vol. 5, pp. 1-23).
Tabachnick, B. G., & Fidell, L. S. (2007). Using multivariate statistics. Boston: Pearson/Allyn & Bacon.
Vigoda-Gadot, E. (2007). Leadership style, organizational politics, and employees' performance: An empirical examination of two competing models. Personnel Review, 36(5), 661-683.
Walumbwa, F. O., Cropanzano, R., & Goldman, B. M. (2011). How leader–member exchange influences effective work behaviors: Social exchange and internal–external efficacy perspectives. Personnel Psychology, 64(3), 739-770.
West, S.G., Finch, J.F. & Curran, P.J. (1995). Structural Equation Models with Non Normal Variables: Problems and remedies. In: Hoyle, R.H., Ed., Structural Equation Modeling: Concepts, Issues, and Applications, Sage, Thousand Oaks, 56-75.
Wheaton, C.E. (1999). ‘Servant Leadership and the Public School Superintendent’, Dissertation Abstracts International 60(5), 993-1545.
Whetstone, J. T. (2002). Personalism and moral leadership: The servant leader with a transforming vision. Business Ethics: A European Review, 11(4), 385-392.
Yukl, G. (2002). Leadership in organizations. Upper Saddle River, NJ: Prentice Hall.
Zehir, C., Akyuz, B., Eren, M. S., & Turhan, G. (2013). The  indirect effects of servant leadership behavior on  organizational  citizenship behavior and job performance: organizational justice as a mediator. International Journal of Research in Business and Social Science, 2 (3), 1-13.

Files

History

  • Receive Date: 09 December 2017
  • Revise Date: 16 April 2018
  • Accept Date: 04 February 2019

Share

How to cite

Statistics