تحلیل تأثیر ادراکات حسابدارها از جو اخلاقی سازمانی بر نگرش‌های سازمانی آنان: تئوری شناختی-اجتماعی

پژوهش های حسابداری مالی و حسابرسی

دوره 15، شماره 58، تیر 1402، صفحه 137-164   

نوع مقاله: مقاله علمی پژوهشی

شناسه دیجیتال (DOI): 10.30495/faar.2023.702107

نویسندگان

محمد نظری پور^{* 1}؛ بابک زکی زاده²

¹گروه حسابداری، دانشگاه حضرت معصومه (س)، قم، ایران

²گروه مدیریت، واحد آبادان، دانشگاه آزاد اسلامی، آبادان، ایران

چکیده

چکیده
میزان سازگاری با جو اخلاقی از جنبه­های منحصربفرد هویت حرفه­ای حسابدارها می­باشد. بر این اساس پژوهش حاضر تلاش دارد تا تأثیر ادراکات حسابدارها از جو اخلاقی سازمانی بر نگرش­های سازمانی آنان را با استفاده تئوری شناختی-اجتماعی مورد مطالعه و بررسی قرار دهد. این پژوهش به لحاظ هدف کاربردی و به لحاظ روش گردآوری داده‎ها توصیفی­ـ­پیمایشی، از نوع همبستگی است. داده‌های پژوهش حاضر از طریق توزیع پرسش‎نامه بین 305 حسابدار گردآوری‌ شده است. دوره زمانی پژوهش حاضر بهار سال 1401 است. تحلیل داده­های پژوهش با استفاده از روش مدل­یابی معادلات ساختاری انجام شده است. براساس یافته­های پژوهش حاضر (1) تفاوت­های فردی (خودکارآمدی و منبع کنترل) بر سازگاری با جو سازمانی اثر مثبت و معناداری دارد. (2) منبع کنترل بر رضایت شغلی اثر مثبت و معناداری دارد. (3) سازگاری با جو سازمانی بر رضایت شغلی و تعهد سازمانی اثر مثبت و معناداری دارد. (4) رضایت شغلی بر تعهد سازمانی اثر مثبت و معناداری دارد. همچنین در پژوهش حاضر تأثیر چهار متغیر کنترلی (تعداد دفعه تغییر شغلی، تعداد دفعه تغییر کارفرما، پست سازمانی و روحیه سازگاری) بر روی سه متغیر سازگاری با جو اخلاقی سازمان، رضایت شغلی و تعهد سازمانی مورد مطالعه و بررسی قرار گرفت. برای نمونه روحیه سازگاری بر روی هر سه متغیر مذکور اثر مثبت و معناداری دارد. در نهایت، نگرش و باورهای حسابداران نسبت به مدیران ارشد به­شدت متأثر از جو اخلاقی سازمانی است.

کلیدواژه‌ها

واژه‌های کلیدی: سازگاری با جو اخلاقی سازمانی؛ حسابداران؛ تفاوتهای فردی؛ رضایت شغلی؛ تعهد سازمانی

اصل مقاله

تحلیل تأثیر ادراکات حسابدارها از جو اخلاقی سازمانی بر نگرش­های سازمانی آنان: تئوری شناختی-اجتماعی

 

 

تاریخ دریافت: 12/01/1402                  تاریخ پذیرش: 08/03/1402

محمد نظری پور*[1] بابک زکی زاده[2]

 

چکیده

میزان سازگاری با جو اخلاقی از جنبه­های منحصربفرد هویت حرفه­ای حسابدارها می­باشد. بر این اساس پژوهش حاضر تلاش دارد تا تأثیر ادراکات حسابدارها از جو اخلاقی سازمانی بر نگرش­های سازمانی آنان را با استفاده تئوری شناختی-اجتماعی مورد مطالعه و بررسی قرار دهد. این پژوهش به لحاظ هدف کاربردی و به لحاظ روش گردآوری داده‎ها توصیفی­ـ­پیمایشی، از نوع همبستگی است. داده‌های پژوهش حاضر از طریق توزیع پرسش‎نامه بین 305 حسابدار گردآوری‌ شده است. دوره زمانی پژوهش حاضر بهار سال 1401 است. تحلیل داده­های پژوهش با استفاده از روش مدل­یابی معادلات ساختاری انجام شده است. براساس یافته­های پژوهش حاضر (1) تفاوت­های فردی (خودکارآمدی و منبع کنترل) بر سازگاری با جو سازمانی اثر مثبت و معناداری دارد. (2) منبع کنترل بر رضایت شغلی اثر مثبت و معناداری دارد. (3) سازگاری با جو سازمانی بر رضایت شغلی و تعهد سازمانی اثر مثبت و معناداری دارد. (4) رضایت شغلی بر تعهد سازمانی اثر مثبت و معناداری دارد. همچنین در پژوهش حاضر تأثیر چهار متغیر کنترلی (تعداد دفعه تغییر شغلی، تعداد دفعه تغییر کارفرما، پست سازمانی و روحیه سازگاری) بر روی سه متغیر سازگاری با جو اخلاقی سازمان، رضایت شغلی و تعهد سازمانی مورد مطالعه و بررسی قرار گرفت. برای نمونه روحیه سازگاری بر روی هر سه متغیر مذکور اثر مثبت و معناداری دارد. در نهایت، نگرش و باورهای حسابداران نسبت به مدیران ارشد به­شدت متأثر از جو اخلاقی سازمانی است.

واژه‌های کلیدی: سازگاری با جو اخلاقی سازمانی، حسابداران، تفاوتهای فردی، رضایت شغلی، تعهد سازمانی

 

1- مقدمه

ممکن است رفتاری در سازمان و یا حرفه­ای عادی و اخلاقی و در سازمان و یا حرفه دیگر غیراخلاقی تلقی شود. بنابراین موضوع­های اخلاقی از حساسیت ویژه­ای برخوردار بوده و لذا قضاوت در مورد آنها نیازمند دقت و احتیاط لازم می­باشد. حرفه ­حسابداری از جمله حرفه­هایی است که به مقدار قابل توجهی متأثر از اصول اخلاقی است. گاهی اوقات عدم رعایت اصول اخلاقی از سوی حسابداران زیان‌های مادی و معنوی فراوانی را بر شرکت­ها و حتی جامعه تحمیل می­کند. برای مثال می­توان به اختلاس­های گزارش شده در شرکت­های انرون، فنی­می و هلث ساوس[3]، علی­رغم بهره­مندی این شرکت­ها از حسابداران ماهر، اشاره کرد. هرچند ممکن است در سازمانی این نوع رفتارها (ناهنجاری­ها) عادی محسوب شوند، اما عموماً دید افراد خارج از آن سازمان نسبت به این نوع رفتارها مثبت نمی­باشد (دومینو و همکاران، 2015). در همین راستا می­توان اشاره کرد که جو سازمانی تأثیر بسزائی بر عملکرد کارکنان دارد. در زمینه وجود رابطه بین جو اخلاقی سازمانی و اثرهای آن بر رفتار حرفه­ای و همچنین رفتار غیراخلاقی کارکنان پژوهش­های متعددی انجام شده است که برخی از مهم­ترین آنها عبارتد از: پترسون (2002)، دومینو و همکاران (2015) و تِرِسی و همکاران (2019).       

اخلاق­مداری در زمره الزامات اساسی حرفه حسابداری محسوب شده (نمازی و رجب­دُری، 1398)، به­طوری­که در زمینه کاربرد اخلاق در حرفه حسابداری پژوهش­های زیادی انجام شده است (خلیل­پور و همکاران، 1398). علی­رغم مهم بودن رعایت حداکثری استانداردهای اخلاقی در حرفه حسابداری، آمارهای منتشره در خصوص ناهنجاری­های صورت گرفته از سوی حسابداران رو به ­افزایش بوده که این امر باعث بروز نگرانی­های جدی در سطح جامعه شده است (نیویورک تایمز، 2009).     

حجم خطاها و تخلف­های صورت گرفته از سوی حسابداران نشان می­دهد این مقوله نمی­تواند اتفاقی باشد. این حجم از ناهنجاری­ها تردیدهایی را در زمینه ادراک حسابداران از جو سازمانی و محدودیت­های مرتبط با پذیرش و تلقی یک رفتار غیراخلاقی به­عنوان یک رفتار اخلاقی ایجاد می­کند. باتوجه به جایگاه منحصربفرد حسابداران در اغماض و یا مشارکت در رفتارهای غیراخلاقی، استدلال بر این است که جو اخلاقی حاکم بر سازمان­ها بر باورها و رفتار اخلاقی حسابداران اثرگذار بوده و لذا این موضوع دارای ارزش تحقیقی بالایی است. بنابراین جو اخلاقی سازمان برای حسابداران با اهمیت بوده، زیرا نقش آن در ارائه استانداردهای مرتبط با تشخیص درستی و یا نادرستی موضوع­های مختلف سازمانی غیرقابل انکار است.

نقش جو اخلاقی در تنظیم روابط فی­مابین فرد-سازمان غیرقابل انکار است (سیمها و کالن، 2012). در این پژوهش از تعاریف رایج و مشترک مرتبط با جو اخلاقی ارائه شده در سایر پژوهش­ها، یعنی ادراک غالب افراد از رویه­های متداول سازمانی که جنبه اخلاقی دارند، استفاده شده است (نیومَن و همکاران، 2017). بنابراین جو اخلاقی با ارزش­ها و رفتار اخلاقی سازمانی ارتباط تنگاتنگی دارد (آل­حلبوسی و همکاران، 2020). 

از تئوری شناختی-اجتماعی می­توان به­عنوان یک مبنای نظری برای درک هرچه بهتر میزان سازگاری حسابداران با جو اخلاقی و نگرش­های سازمانی استفاده نمود. براساس تئوری شناختی-اجتماعی، باورها و انگیزه­های افراد مبنای اصلی قضاوت­های ارزشی و اخلاقی آنان بوده و رفتار حاصل از این نوع قضاوت­ها منبعث از عوامل فردی و سازمانی (پیرامونی) می­باشد (لوژچین­سکا و شوارتزر، 2015). براساس تئوری شناختی-اجتماعی حسابداران سازگارتر با جو اخلاقی سازمان ممکن است تمایل بیشتری از خود برای اغماض و یا مشارکت در تخلف­های مالی که در فرهنگ رایج سازمانی از آنها به­عنوان یک هنجار یاد می­شود، نشان دهند. درمقابل، حسابداران ناسازگار با جو اخلاقی سازمان ممکن است از بی­ثباتی درونی بیشتری در رنج بوده که این امر به نوبه خود می­تواند باعث کاهش رضایت شغلی و تعهد سازمانی شود. براساس نتایج پژوهش بوکی­فولامی و همکاران (2014) هرچه رضایت شغلی و تعهد سازمانی در سطح پایینی قرار داشته باشد، قصد افراد برای جابجایی بیشتر می­شود. 

براساس تئوری شناختی-اجتماعی، در پژوهش حاضر نحوه سازگاری حسابداران با جو اخلاقی سازمان و ارتباط آن با نگرش­های سازمانی (رضایت شغلی و تعهد سازمانی) مورد مطالعه و بررسی قرار گرفته است. همچنین در این پژوهش تفاوت­های فردی (منبع کنترل و خودکارآمدی) به­عنوان پیش­نیاز مورد توجه قرار گرفته است. شکل 1 بیانگر مدل مفهومی پژوهش حاضر می­باشد.

 

تفاوتهای فردی

منبع کنترل

خودکارآمدی

سازگاری با جو اخلاقی

نگرش­های سازمانی

رضایت شغلی

تعهد سازمانی

شکل 1: مدل مفهومی پژوهش

 

نگرش به­معنای دیدگاه و احساس افراد نسبت به دیگران، اشیاء و رویدادها است. از آنجایی­که نگرش تأثیر قابل توجهی بر شکل­گیری رفتار افراد دارد، لذا در حرفه حسابداری و حسابرسی در هنگام ارزیابی تقلب، مدنظر قرار دادن نگرش­های سازمانی کارکنان نسبت به این موضوع ضروری است (خوشبخت و همکاران، 1401). خودشیفتگی به­عنوان یک ساختار شخصیتی، از طریق اثرگذاری بر نگرش کارکنان می­تواند باعث بروز رفتارهای سازمانی انحرافی (مانند تقلب) از سوی آنان شود (جانسون و همکاران، 2013). به­عبارت دیگر، خودشیفتگی یک ویژگی شخصیتی بوده که با استراتژی­های ماکیاولی درخصوص نفع شخصی، فریب، تقلب و دیدگاه­های مغرورانه درخصوص ارزش و جایگاه خود که اغلب تداعی­کننده جنبه­های منفی است، در ارتباط می­باشد (جونز و پائولو، 2014). به­طور فزاینده‌ای می­توان از خودشیفتگی برای تبیین رفتار افراد در سازمان­ها به­ویژه مدیران ارشد و سیاستمداران استفاده نمود (کمپل و همکاران، 2011). خودشیفتگی می­تواند به­عنوان یک پیوستار همچون (خوب یا بد) (سازنده یا غیرسازنده) مدنظر قرار گیرد (کِریزِن و هرلاچه، 2018). حد افراطی رفتار خودشیفتگی در دو طرف پیوستار قرار دارد. افراد با خودشیفتگی سازنده معمولا دارای ویژگی­هایی همچون جذابیت، نوآوری و سازگاری بوده و نیازی به دست­کاری واقعیت ندارند. درمقابل افراد با خودشیفتگی مخرب به هرچیزی با دید برد و باخت نگاه کرده و لذا تلاش دارند به هر نحوی که شده برنده باشند (پُوسِت، 2019). در محیط سازمانی، افراد با ویژگی خودشیفتگی مخرب بیشتر در معرض رفتارهای غیراخلاقی بوده، زیرا فکر می­کنند که شایسته کسب نتایج مثبت بیشتری هستند (کمپل و همکاران، 2011). همچنین مدیران خودشیفته باعث بروز تلاطم و افراط­هایی در عملکرد سازمانی می­شوند. ویژگی­های شخصیتی از جمله عوامل موثر بر مشارکت حسابداران در تخلف­های مالی و دست­کاری سود می­باشد (تروی و همکاران، 2011). از آنجایی­که ارزیابی عملکرد سازمان­ها بیشتر بر نتیجه متمرکز است، لذا ممکن است مدیران خودشیفته از رویه­های حسابداری برای تحقق اهداف غیراخلاقی خود استفاده نمایند؛ زیرا برای آنان منافع شخصی بر هر چیز دیگری ارجحیت دارد (آمرنیک و کِراک، 2010). از جمله اولویت­های هیات مدیره خودشیفته تحقق حداکثری سود هر سهم است، لذا احتمال ارتکاب این قبیل مدیران به رفتارهای غیراخلاقی همچون کلاهبرداری بیشتر است (اُلسون و همکاران، 2013). خودشیفتگی بیش از حد مدیران و استانداردهای پایین وجدان کاری از جمله عوامل مؤثر بر بروز رفتارهای غیراخلاقی در سازمان­ها می­باشند (کراگون و همکاران، 2020). 

مدیران خودشیفته برای تأمین منافع شخصی خود، عموما با قضاوت‌های غیراخلاقی و تصمیم­های مبهم سروکار دارند (شاه و همکاران، 2020). به اعتقاد مت­والی و همکاران (2019) سبک رهبری اخلاق­مدارانه بر ادراک و رفتار کارکنان تأثیرگذار است. براساس نتایج پژوهش داچون و دریک (2009) سازمان­های بسیار خودشیفته فاقد وجدان کاری و اخلاق بوده، و حتی با وجود اصول اخلاقی مصوب قادر به رفتار اخلاق­مدارانه نیستند. از آنجایی­که اداره سازمان­ها بر عهده مدیران ارشد می­باشد، لذا سبک و خودشیفتگی آنان بر جو اخلاقی سازمان اثرگذار است. به­عبارت دیگر، جو اخلاقی توسط مدیران ارشد ایجاد شده و سپس در سراسر سازمان بسط و توسعه داده می­شود. بنابراین می­توان اظهار داشت که جو اخلاقی بیانگر نوع نگرش سازمانی نسبت به تقلب می­باشد.   

از دید مالدونادو (2018) خودشیفتگی از جمله ویژگی­های شخصیتی بوده که براساس آن افراد ضمن تمرکز بر منافع شخصی، احساس استحقاق بیشتر و همچنین انتظار احترام ویژه دارند. از دید روانشناسان خودشیفتگی از جمله ویژگی­های بارز عموم آحاد جامعه محسوب می­شود (گراپ­ساس و همکاران، 2020). بنابر ادبیات روانشناسی سازمانی خودشیفتگی با پیامدهایی همچون حاکمیت شرکتی کم­ فروغ و لحن تند و یا شُل مدیران ارشد همراه است (جانسون و همکاران، 2013). خودشیفتگی در سطح بالا با رفتار غیراخلاقی و همچنین وجدان کاری پایین همراه است. براساس نتایج پژوهش هیلز و همکاران (2011) بین خودشیفتگی مدیران و گزارشگری مالی تهاجمی رابطه مثبت و معناداری وجود دارد. همچنین یافته­های پژوهش ری­سِنبلت (2011) نشان می­دهد بین تخلف­های مالی گزارش شده و خودشیفتگی هیات مدیره رابطه مثبت و معناداری وجود دارد. احتمالا سازمان­های به­شدت خودشیفته توسط مدیرانی اداره می­شوند که دارای ویژگی­های خودشیفتگی بسیار مخربی هستند (آمرنیک و کِراک، 2010). براساس نتایج پژوهش لوبیت (2002) حسابداران تهاجمی که عموما نیز مرتکب تخلف و تقلب حسابداری می­شوند، همانند مدیران خودشیفته افراطی اغلب استثمارگر و بی­رحم هستند. خودشیفتگی افراطی ممکن است منجر به انزوای فردی و اتخاذ تصمیم­های نادرست شود، زیرا می‌تواند زمینه بروز اقدامات متهورانه که عموما منجر به سود و یا زیان­های بزرگ می­شود را فراهم نماید. خودشیفتگی افراطی با فقدان صداقت مدیران همراه بوده، زیرا این افراد برای تحقق منافع شخصی به­راحتی دیگران را فریب و اغوا می­دهند (بِلِر و همکاران، 2008). براساس نتایج پژوهش مِنُون و شارلند (2011) خودشیفتگی از جمله دلایل اصلی عدم صداقت پژوهشگران دانشگاهی می­باشد.

براساس استانداردهای حسابرسی می­توان نوع نگرش به تقلب را یک نوع مکتب فکری تلقی نمود؛ زیرا فرض بر این است که حتی ممکن است افراد برای توجیه تقلب از استانداردهای اخلاقی نیز استفاده نمایند. صداقت مدیریتی نقش مهمی در نوع نگرش به تقلب و ارزیابی ریسک تقلب دارد (چونگ، 2013). خودشیفتگی مدیران ارشد از جمله دلایل اصلی انجام حسابرسی­ها می­باشد. بنابراین جو اخلاقی سازمان بیانگر طرز تفکر مدیریت و استانداردهای اخلاقی سازمان بوده، و لذا این عوامل می­تواند به حسابرس­ها در ارزیابی خطر وقوع تقلب کمک نماید.

بخش­های بعدی مقاله عبارت است از: در بخش دوم مبانی نظری و مدل پژوهش به­همراه فرضیه­ها ارائه می­شوند. در ادامه خودشیفتگی و اثرهای آن بر جو اخلاقی سازمان مورد بحث و اشاره قرار می­گیرد. درنهایت یافته­های پژوهش به­همراه پیشنهادها مورد اشاره قرار می­گیرند.

 

مبانی نظری و پیشینه پژوهش

تئوری شناختی-اجتماعی

بنابر تئوری شناختی-اجتماعی، باورها و انگیزه­های افراد بر اساس قضاوت­های ذهنی آنان شکل می­گیرد (نُووسُو و همکاران، 2022). همچنین تئوری شناختی-اجتماعی بر نقش استدلال اخلاقی، همراه با سایر عوامل روانشناختی-اجتماعی، بر رفتارهای اخلاقی تأکید دارد. بنابراین تئوری شناختی-اجتماعی ضمن تأکید بر دیدگاه تعاملی درخصوص پدیده­های اخلاقی، چارچوبی را ارائه می­کند که در آن عوامل فردی (مانند تفکر اخلاقی، واکنش­های هیجانی و رفتار اخلاقی) و عوامل محیطی به­عنوان عوامل موثر بر نتیجه به­صورت متقابل بر یکدیگر اثرگذار هستند (وود و بَندورا، 1989). به­عبارت دیگر تئوری شناختی-اجتماعی بیانگر این نکته است که رفتار یک فرد تابعی از ویژگی­های شخصیتی افراد و عوامل محیطی که فرد در آن قرار دارد، می­باشد (مشعشعی و همکاران 1397). دو متغیر شخصیتی (منبع کنترل و خودکارآمدی) بیانگر معیارهایی از تفاوت­های روانشناختی-اجتماعی افراد بوده و از جمله عوامل اصلی این تئوری محسوب می­شوند (بَندورا، 1986). بنابر تئوری شناختی-اجتماعی افراد به­طور مداوم رفتار خود را براساس شرایط محیطی تنظیم می­کنند. این حالت شامل جو اخلاقی نیز می­شود. بنابراین درصورت تحقق سه شرط زیر، می­توان انتظار داشت که افراد برای کمینه­­سازی شکاف موجود بین رفتار اخلاقی خود و جو اخلاقی سازمانی تلاش­هایی را انجام دهند. الف) به­طور مداوم مشغول خودارزیابی رفتار شخصی­شان بوده (برای مثال بر اساس جو عمومی سازمان)، ب) تا جایی­که کنترل رفتار اخلاقی ارزشمند بوده، و ج) تا زمانی­که به لحاظ اخلاقی پیروی از جو اخلاقی مذموم نباشد به­عبارت دیگر، یک فرد تا زمانی حاضر به سازگاری با جو اخلاقی سازمانی می­باشد، که این سازگاری با ارزش­های اخلاقی وی (چه خوب و چه بد) در یک­راستا باشند. بر این اساس ممکن است حسابداران اقداماتی را در خصوص سازگاری رفتار اخلاقی خود با جو اخلاقی سازمان تحت مدیریت مدیران خودشیفته، داشته باشند.

بسیاری از پژوش­های  انجام شده در حوزه اخلاق حسابداری از تئوری­های بهبود اخلاقی مرحله به مرحله به­عنوان زیربنای فکری جهت تبیین رفتارهای غیراخلاقی استفاده نموده­اند. براساس این تئوری­ها می­توان از یک توالی رشد سلسه مراتبی و پیوسته برای تبیین استدلال اخلاقی افراد استفاده نمود. تئوری شناختی-اجتماعی با تئوری­های مرحله­ای استدلال اخلاقی در تضاد بوده و درخصوص ماهیت تجویزی این نوع تئوری­ها بحث دارد. برای مثال از دید (لاک، 1980). به­جای استفاده از یک سطح سلسله مراتبی از شایستگی‌ها برای سنجش استدلال اخلاقی، بهتر است از ترجیح­های فردی استفاده شود. همچنین به اعتقاد کولبِرگ (2010) مراحل رشد اخلاقی ماهیت تجویزی ندارد؛ زیرا به­جای محتوا بر شکل تمرکز دارد. بنابراین موضوع اصلی اختلاف­نظرهای نظری شامل اعتبار مراحل رشد آن ­هم به­صورت جزءبه­جزء و دقیق می­باشد (بَندورا، 1986). 

بنابراین رفتار اخلاقی حسابداران می­تواند هم از ارزش­های درونی و هم منابع خارجی متأثر باشد. ارزش­های درونی ناشی از باورهای شخصی و ذاتی افراد بوده، اما منابع بیرونی شامل استانداردهای اجتماعی حاکم بر محیط سازمانی فرد می­باشند (دومینو و همکاران، 2015). بنابراین فرض بر این است که باور حسابداران درخصوص سازگاری رفتار اخلاقی­شان با جو اخلاقی سازمان متأثر از تعهد سازمانی و رضایت شغلی آنان باشد. این سازگاری نیز به­نوبه خود می­تواند از اثرهای منفی عملکرد سازمانی آنان تأثیرپذیر باشد. 

 

 

 

 

جو اخلاقی و سازگاری با جو اخلاقی

براساس ادبیات پژوهش، اخلاق حرفه­ای مجموعه­ای از اعمال و رفتارهای حرفه­ای پذیرفته شده می­باشد. در مقابل جو اخلاقی شامل مجموعه­ای از رویه­ها و سیاست­ها (چه رسمی و چه غیررسمی) بوده که بیانگر شکل­گیری رفتار اخلاقی مورد انتظار می­باشد (کالِن و همکاران، 2003). جو اخلاقی شامل ادراک مشترک کارکنان از استانداردهای اخلاقی حاکم بر سازمان و اخلاق شخصی آنان می­باشد (حاجی محمدلو و حاجیها ، 1399). لازم است بین اخلاق^[4] (اختیاری) و اخلاقیات^[5] (اجباری) تمایز قائل شد. اخلاق به مجموعه قواعد و استانداردهای خوب و بدی اطلاق می­شود که توسط یک جامعه و یا یک سازمان پذیرفته شده و به­کار می­رود. اما اخلاقیات به هنجارها، بایدها و نبایدهای شخصی افراد اشاره دارد (هارپِر، 2009). جو اخلاقی سازمان با تقویت رفتار اخلاقی بهبود یافته و می­تواند بر رفتار کارکنان (چه اخلاقی و چه غیراخلاقی) اثرگذار باشد (پاگلِیارو و همکاران، 2018). از دید هارتَمن و همکاران (1999) عدالت عنصر کلیدی جو اخلاقی محسوب شده، چرا که می­تواند بر رفتار اخلاقی اثرگذار باشد. در سازمان­ها، سبک رهبری مدیران ارشد بر وجدان‌کاری و صداقت کارکنان تأثیرگذار است. بنابر نتایج پژوهش شین (2012) جو اخلاقی بر تصمیم­ها و رفتار اخلاقی کارکنان تأثیرگذار است. 

پژوهش شِلاچِر (1990) که در راستای مطالعه اثرهای جو سازمانی بر رفتار اخلاقی حسابداران انجام شد، نشان داد که در گذر زمان سیاست­های مکتوب و نانوشته سازمان­ها بر رفتار حسابدارها اثرگذار هستند؛ زیرا افراد عموما انتخاب­هایی را انجام می­دهند که دارای پیامدهای سازمانی باشد. به اعتقاد بلاک (2014) تأمین منافع شخصی از جمله عامل­های اصلی رفتار متقلبانه محسوب شده و با غیراخلاقی شدن جو سازمانی افراد اخلاق­مدار میزان مشارکت خود را به حداقل رسانده و لذا مشمول دریافت پاداش مالی نمی­شوند؛ زیرا استانداردهای مدنظر مدیران را رعایت نکرده­اند. همچنین جو اخلاقی می­تواند بر رفتارهای نادرست اثرگذار باشد. براساس نتایج پژوهش شِفِر (2002) فشار اخلاقی بر تعهد سازمانی و رضایت شغلی حسابدارها اثرهای منفی دارد.

از تئوری ناهماهنگی شناختی می­توان برای تبیین جنبه­های شناختی میزان سازگاری با جو اخلاقی استفاده نمود. براساس این تئوری ناهماهنگی شناختی زمانی رخ می­دهد که فرد با واقعیات بیرونی که تناسبی با واقعیات درونی ندارند، مواجه می­شود. زمانی ناهماهنگی برطرف می­شود که افراد بتوانند درک خود از واقعیات درونی و یا بیرونی را اصلاح نمایند (وایدیس و بِرَن، 2019).    

میزان سازگاری با جو اخلاقی از جنبه­های منحصربفرد هویت حرفه­ای حسابدارها می­باشد (دومینو و همکاران، 2015). به­علاوه این ویژگی باعث تمایز محیط کاری حسابدارها با محیط کاری سایر کارکنان می­شود. 

مقدمات (پیش­نیاز) سازگاری با جو اخلاقی                            

برای مدت­های مدیدی است که تفاوت­های فردی از جمله عوامل تأثیرگذار در هر رشته­ای از جمله حسابداری محسوب می­شود. در پژوهش حاضر از دو سازه مورد تاکید تئوری شناختی-اجتماعی (منبع کنترل و خودکارآمدی) برای سنجش تفاوت­های فردی استفاده شده است.

منبع کنترل: منبع کنترل جنبه­ای از شخصیت بوده که با احساس کنترل بر پاداش و تقویت­کننده­ها قابل شناسایی می­باشد. همچنین منبع کنترل شامل یک متغیر محیطی (بیرونی) و یک متغیر شخصی (درونی) است (رستمی­نیا و همکاران 1399). باورها درخصوص کنترل پاداش­ها و یا تقویت­کننده­ها براساس انتظارات کلی فرد آن ­هم براساس نحوه دریافت پاداش در موقعیت­های مشابه قبلی حاصل می­شود (کارتُن و همکاران، 2021). هر چند اندازه­گیری منبع کنترل به­صورت یک پیوستار می­باشد، اما رویه غالب برای سنجش آن استفاده از کنترل­های درونی و بیرونی می­باشد. افراد با منبع کنترل درونی معتقد هستند که بر شرایط خود کاملا کنترل داشته و مطابق با آن رفتار می­کنند. لذا این قبیل افراد تأثیرپذیری کمتری از دیگران دارند. افراد با منبع کنترل بیرونی معتقد هستند سرنوشت آنان توسط دیگران قدرتمند، نیروهای بیرونی، شانس و اتفاقات کنترل می­شود. این قبیل افراد غالبا مسئولیت­پذیر نیستند. بنابراین منبع کنترل به درجه­ی اتکای فرد به تقویت­کننده­ها (درونی یا بیرونی) بستگی داشته که ممکن است به­صورت یک پیوستار مدنظر قرار گیرند. بنابراین می­توان انتظار داشت افراد با منبع کنترل درونی بیشتر متمایل به سازگاری با جو اخلاقی مطلوب باشند، اما در مقابل افراد با منبع کنترل بیرونی گرایش به سازگاری بیشتر با جو اخلاقی نامطلوب و ناخوشایند دارند.

درخصوص کاربرد منبع کنترل در حوزه اخلاق حسابداری پژوهش­های معدودی صورت گرفته است. برای مثال بِراونِل (1981) در پژوهش خود اثرهای منبع کنترل (به­عنوان متغیر میانجی) بر رابطه بین مشارکت حسابدارها در فرایند بودجه­ریزی و عملکرد بودجه­ای آنان را مورد مطالعه و بررسی قرار داد. بنابر نتایج این پژوهش حسابدارهایی که دارای کنترل درونی بودند در فرایند بودجه­ریزی مشارکت بیشتر و همچنین عملکرد بهتری داشتند. یافته­های پژوهش سُوی و فِردیناند (1996) نشان می­دهد منبع کنترل باعث افزایش مقاومت حسابرس­های باتجربه در مقابل درخواست­های غیراخلاقی صاحبکاران، تقویت تصمیم­های اخلاقی آنان و بهبود درک آنان از پیامدهای مختلف می­شود. 

بنابر یافته­های پژوهش فِروکات و شیرون (1991) بین منبع کنترل داخلی، مشارکت بودجه­ای حسابداران، عملکرد و رضایت شغلی آنان رابطه معناداری وجود دارد. براساس یافته­های پژوهش بِرناردی (1997) هر چه منبع کنترل درونی حسابدارها بیشتر شود، استرس و تلاش آنان برای دستیابی به نتایج بهتر افزایش می­یابد. براساس نتایج پژوهش حیات و پِراویت (2001) در مؤسسات غیرنظامند عملکرد شغلی حسابرس­ها با منبع کنترل داخلی بالاتر بیشتر بوده و در مقابل در مؤسسات نظامند عملکرد شغلی حسابرس­ها با منبع کنترل بیرونی بالاتر بیشتر بوده است. براساس نتایج پژوهش شِری­من­دارتی و ویداتی (2015) هر چه منبع کنترل درونی حسابرس­ها بیشتر باشد رضایت شغلی و تعهد سازمانی آنان بیشتر شده و همچنین تمایل­شان به پذیرش رفتارهای غیراخلاقی کاهش می­یابد. بنابراین می­توان فرضیه اول را به­شرح زیر ارائه نمود:

فرضیه 1 الف: حسابدارهای با منبع کنترل درونی بالاتر، سازگاری بیشتری با جو اخلاقی سازمانی دارند.

فرضیه 1 ب: حسابدارهای با منبع کنترل درونی بالاتر، از رضایت شغلی بیشتری برخوردار هستند.      

 

خودکارآمدی

خودکارآمدی بیانگر انتظارات فرد از عملکردش در خصوص موضوع­های خاص می­باشد (بَندورا، 1986). از آنجایی­که خودکارآمدی نقش مهمی در مهارت­افزایی و رفتارهای عملکردی حسابدارها دارد، لذا این مورد یکی از موضوع­های مورد توجه پژوهشگران حوزه حسابداری بوده است. به­عبارت دیگر خودکارآمدی عبارت است از: اعتقاد و باور افراد به توانایی­های خود برای ساماندهی و اجرای اقدام­های مورد نیاز برای محقق­سازی عملکردهای مورد انتظار (ثناگوی و میرشکاری، 1398). بنابراین خودکارآمدی بیانگر انتظارهای فرد از عملکرد خود در ارتباط با مسائل مشخصی بوده و نقش آن در انگیزش و کسب موفقیت غیرقابل انکار است (وود و بَندورا، 1989). بر این اساس در مقایسه با افراد با ویژگی خودکارآمدی پایین، افراد با خودکارآمدی بالا عموما اهداف بالاتری را برای خود تعیین نموده و همچنین از ریسک­پذیری بیشتری نیز برخوردار هستند. 

همانند منبع کنترل، خودکارآمدی مبتنی بر انتظارهای تعمیم­یافته بوده و لذا می­توان از آن تحت عنوان خودکارآمدی تعمیم­یافته نیز یاد نمود. بدین معنی­که باورهای افراد نسبت به خودکارآمدی مرتبط با یک وظیفه خاص، نه­تنها تحت تأثیر عملکرد گذشته آن وظیفه بوده، بلکه متأثر از انتظارهای فرد از رفتارهای مشابه نیز می­باشد. به­عبارت دیگر، خودکارآمدی بیانگر اعتقادها و باورهای تعمیم­یافته یک فرد نسبت به توانمندی­های خود بوده و الزاما به­معنای برخورداری از آن توانمندی­ها نمی­باشد.

فرض بر این است که حسابدارها با ویژگی خودکارآمدی بالا، ضمن تنظیم انتظارات براساس توانایی­های شخصی، می­بایست تلاش نمایند تا شکاف احتمالی موجود بین خود و سازمان را به­حداقل ممکن برسانند. برای مثال خودکارآمدی یک حسابدار ممکن است شامل توانایی­های بالقوه بودجه­ای وی نیز شود، اما این در حالی است که اطلاعات بودجه­ای حسابدارها عموما در سطح رضایت­بخشی قرار ندارد. اگرچه حسابدارها در تمام زمینه­ها مهارت­های لازم را ندارند، اما آنان از عزم و اراده جدی برای کسب مهارت­های مورد نیاز جهت انجام هرچه بهتر وظایف محوله برخوردار هستند. بنابراین خودکارآمدی بر انگیزه افراد در کمینه­­سازی شکاف­های موجود بین فرد و سازمان تأثیر دارد؛ زیرا باور افراد به توانمندی­های شخصی از طریق اثرگذاری بر انتظارات، می­تواند بر انگیزه آنان تأثیرگذار باشد. بنابراین می­توان فرضیه دوم را به­شرح زیر ارائه نمود:

فرضیه 2: حسابدارهای با ویژگی خودکارآمدی بالاتر، با جو اخلاقی سازمان سازگاری بیشتری دارد.

پیامدهای سازگاری با جو اخلاقی

رضایت شغلی

رضایت شغلی از جمله عوامل موثر بر عملکرد کارکنان از جمله حسابدارها می­باشد (یوسفی و همکاران 1394). زمانی سطح رضایت کارکنان افزایش می­یابد که محیط کاری مطابق با انتظارهای آنان باشد (کاسِم­ساپ، 2017). براساس نتایج پژوهش اروجی و همکاران (1394) بین تعهد سازمانی و رضایت شغلی حسابدارها رابطه معناداری وجود دارد. براساس نتایج پژوهش بودابوس (2020) با ارتقاء شغلی، رابطه بین رضایت شغلی و عملکرد حسابدارها تقویت می­شود. یافته­های پژوهش ولنتاین و همکاران (2006) نشان می­دهد ارزش­های اخلاقی شرکت، همراه با حمایت سازمانی ادراک شده، بر رضایت شغلی و قصد جابجایی حسابدارها اثرگذار است. همچنین براساس یافته­های شِفِر (2002) بین رضایت شغلی حسابدارها و ادراک آنها از فشار اخلاقی حداقلی رابطه مثبت و معناداری وجود دارد. درنتیجه در ارزیابی میزان سازگاری با جو اخلاقی، رضایت شغلی دارای یک نقش تعدیلی بر رابطه بین سازگاری با جو سازمانی و تعهد سازمانی است. بنابراین می­توان فرضیه سوم را به­شرح زیر ارائه نمود:

فرضیه 3: حسابدارهای سازگارتر با جو اخلاقی سازمان، از رضایت شغلی بالاتری برخوردار هستند.  

 

تعهد سازمانی

از آنجایی­که تعهد سازمانی نقش مهمی در تبیین قصد جابجایی کارکنان دارد، لذا این موضوع مورد توجه بیشتر پژوهشگران از جمله پژوهشگران علوم اداری بوده است. تعهد سازمانی یک حالت روان­شناختی بوده که بیانگر (کیفیت) رابطه یک کارمند با سازمان و همچنین تصمیم آنان نسبت به تداوم و یا قطع همکاری با سازمان است (مایر و آلِن، 1991). پس از بررسی گسترده ادبیات مرتبط با قصد جابجایی و تعهد سازمانی، موبلی و همکاران (1979) اقدام به ارائه یک مدل نسبتاً جامع درخصوص قصد جابجایی کارکنان البته با لحاظ نمودن ابعاد مختلف تعهد سازمانی کردند. این مدل شامل سه مولفه­ی ارزش­ها و اهداف مشترک، تلاش­های فردی (فعالیت مستمر در سازمان) و احساس تعلق به سازمان بود. به­واسطه اصلاح­های صورت گرفته بر روی این مدل (مانند پژوهش آلِن و مایر، 1990) هم­اکنون این مدل به یک مدل غالب در حوزه تعهد سازمانی تبدیل شده است. ابعاد اصلاح شده این مدل عبارتند از: تعهد عاطفی، تعهد هنجاری و تعهد مستمر می­باشد.

از دید آلِن و مایر (1991) تعهد عاطفی به­معنای پیوستگی عاطفی، مشارکت و پذیرش هویت سازمان بوده که مستقل از ارزیابی کمّی ارزش سازمان می­باشد. این تعریف بیانگر دیدگاه فرد نسبت به ارزش و منزلت سازمان می­باشد.

تعهد مستمر با مفهوم شرط­های جانبی^[6] (انتظارات) سازگاری دارد. بدین معنی­که یک فرد براساس محاسبه­های ذهنی خود انتظارهایی (شرط­های جانبی) را از بابت تعهد به یک شغل یا فعالیتی در نظر می­گیرد (بکر، 1960). شرط­های جانبی یا سرمایه­گذاری به سودوزیانی اطلاق می­شود که ممکن است به­واسطه ماندن یا ترک یک سازمان برای هر فردی اتفاق بیفتد. بنابراین محاسبه هزینه-منفعت ناشی از ماندن یا ترک سازمان نقش مهمی در تصمیم­گیری افراد دارد.

تعهد هنجاری که گاهی اوقات از آن تحت عنوان تعهد اخلاقی نیز یاد می­شود، به معنای تعهد متقابل و یا فداکاری اخلاقی بین فرد و سازمان می­باشد. برای مثال ممکن است تعهد هنجاری نتیجه یک قرارداد روانی بین سازمان و کارمند باشد (یوسل و همکاران، 2014). بدین معنی­که براساس این قرارداد (ضمنی) سازمان متعهد می­شود که آموزش­های کافی و فرصت­های ارتقاء شغلی را در اختیار حسابدارها قرار دهد. همچنین ممکن است تعهد هنجاری دارای پیامد منفی نیز باشد؛ بدین معنی­که از دید حسابدار دیگر فعالیت در سازمان فعلی جایز نیست. در پژوهش حاضر تعهد عاطفی و تعهد هنجاری به­عنوان پیامد مثبت سازگاری با جو اخلاقی سازمان مدنظر قرار گرفته­اند. براساس نتایج کالِن و همکاران (2003) اگر فردی احساس نماید ارزش­های اخلاقی­اش با ارزش­های اخلاقی سازمان در تضاد است، تعهداش نسبت به سازمان کمتر خواهد شد. همچنین بین جو (ارزش­های) اخلاقی سازمان و تعهد سازمانی رابطه معناداری وجود دارد (کفاش و ایمانی، 1396). بنابر نتایج آرانیا و فِریس (1984) در مقایسه با حسابدارها بخش دولتی، حسابدارهای شاغل در بخش خصوصی دارای تعارض سازمانی و حرفه­ای بالاتری بودند. براساس یافته­های شِفِر (2002) فشار اخلاقی وارده بر حسابدارها برای مشارکت در اقدام­های غیراخلاقی می­تواند باعث تضاد سازمانی شود. این امر نیز به نوبه خود باعث کاهش تعهد سازمانی و رضایت شغلی می­شود. 

از دید پون­مِن و گب­هارت (1990) مفهوم سازگاری در حرفه حسابداری به معنای میزان سازگاری است که یک فرد پس از ورود به یک گروه جدید پیدا می­کند. بنابراین می­توان ادعا نمود که تعارض حسابدار با جو اخلاقی سازمان با تعهد سازمانی رابطه مستقیمی دارد. بنابراین می­توان فرضیه چهارم را به­شرح زیر ارائه نمود: 

فرضیه 4: حسابدارهای سازگارتر با جو اخلاقی سازمان دارای تعهد سازمانی بالاتری هستند.

با بررسی ادبیات حسابداری می­توان دریافت که بین رضایت شغلی و تعهد سازمانی با جابجایی حسابدارها رابطه معناداری وجود دارد. رضایت شغلی بر تعهد سازمانی و قصد جابجایی حسابدارها اثرگذار است (شیفِر، 2009). براساس یافته­های لِئونگ و همکاران (2003) بین تعهد سازمانی و مشارکت شغلی حسابرس­ها رابطه مثبت و معناداری وجود دارد.

بنابر یافته­های بِلاین و پوزنانسکی (1997) رضایت شغلی و تعهد سازمانی بر قصد جابجایی و ترک شغل حسابدارهای بخش دولتی اثرگذار است. یافته­های آندو و همکاران (2021) نشان می­دهد بین تعهد سازمانی با رضایت شغلی و رضایت شغلی با قصد جابجایی رابطه معناداری وجود دارد. همچنین براساس یافته­های توبای (2019) رضایت شغلی بر قصد جابجایی حسابدارها اثر معناداری دارد. بنابراین می­توان فرضیه پنجم را به­شرح زیر ارائه نمود: 

فرضیه 5:  حسابدارهای با رضایت شغلی بالاتر دارای تعهد سازمانی بالاتری هستند.

 

متغیرهای کنترلی

علاوه بر متغیرهای اشاره شده در بخش­های قبلی، چندین متغیر کنترلی (مانند تعداد تغییرات شغلی، تعداد تغییرات کارفرما، پست سازمانی و روحیه سازگاری) که ممکن است بر رابطه بین میزان سازگاری با جو اخلاقی و متغیرهای نتیجه (وابسته) اثرگذار باشند، مورد مطالعه و بررسی قرار گرفت. روحیه سازگاری به معنای ادراک کارکنان از افزایش میزان سازگاری آنان با جو اخلاقی سازمان است.

براساس موارد فوق و تئوری شناختی-اجتماعی شکل 2 بیانگر مدل نهایی پژوهش حاضر می­باشد.

 

منبع کنترل

خودکارآمدی

دفعات تغییر شغلی

دفعات تغییر کارفرما

پست سازمانی

روحیه سازگاری

سازگاری با جو اخلاقی سازمانی

رضایت شغلی

تعهد سازمانی

متغیرهای کنترلی

فرضیه 1 ب

فرضیه 1 الف

فرضیه 2

فرضیه 3

فرضیه 5

فرضیه 4

شکل 2: مدل مفهومی پژوهش

منبع : یافته های پژوهشگر

 

 

روش­شناسی پژوهش

از آنجایی­که پژوهش حاضر درصدد بررسی روابط علّی میان متغیرهای مرتبط با تفاوت­های فردی (منبع کنترل و خودکارآمدی)، سازگاری با جو اخلاقی سازمان و نگرش­های سازمانی (رضایت شغلی و تعهد سازمانی) است، لذا می­توان اظهار داشت پژوهش حاضر به­لحاظ هدف کاربردی و به­لحاظ نحوه گردآوری اطلاعات توصیفی-علی و به­طور مشخص مبتنی بر مدل معادلات ساختاری است. جامعه آماری پژوهش حاضر را حسابدارهای شاغل در شرکت­های تولیدی و بازرگانی تشکیل می­دهند. در مواردی از معادلات ساختاری استفاده می­شود می­توان برای تعیین حجم نمونه از رابطه زیر استفاده کرد (علی­پور شیرسوار و همکاران، 2012). 

5 ≤ X ≤ 15

 

 

در رابطه بالا X بیانگر تعداد سوال­های تخصصی می­باشد. در پژوهش حاضر تعداد این نوع سؤال­ها 43 مورد می­باشد. بنابراین براساس رابطه بالا حداقل پرسشنامه مورد نیاز 215 و حداکثر نیز 645 می­باشد. با تلاش­های فراوان صورت گرفته در نهایت 305 پرسشنامه قابل استفاده گرد­آوری گردید (به ازای هر سؤال 7 مورد). در پژوهش حاضر از روش نمونه­گیری در دسترس برای گرد­آوری داده­های مورد نیاز استفاده شده است.

در پژوهش حاضر داده­های مورد نیاز از طریق پرسشنامه مبتنی بر طیف لیکرت پنج گزینه­ای گرد­آوری شده است. پرسشنامه مورد استفاده شامل سه بخش بود. بخش اول شامل چهار سوال جمعیت­شناختی (جنسیت، سن، تحصیلات و سنوات خدمتی)، بخش دوم شامل چهار سوال مرتبط با متغیرهای کنترلی (دفعات تغییر شغلی، دفعات تغییر کارفرما، پست سازمانی و روحیه سازگاری) و 43 سوال تخصصی (مؤلفه­های اصلی پژوهش) بود. برای تدوین سؤال­های پرسشنامه از ادبیات پژوهش به­ویژه پژوهش­های مایر و آلِن (1991)، شِفِر (2002) و دومینو و همکاران (2015) استفاده شده است. تجزیه و تحلیل داده­های پژوهش با استفاده از نرم­افزارهای اس­پی­اس­اس 26 و آموس 24 با سطح اطمینان 95 درصد (سطح خطای کمتر از 05/0) انجام شده است.

 

یافته­های پژوهش  

در این بخش ابتدا اطلاعات جمعیت­شناختی پاسخ­دهندگان مورد اشاره قرار می­گیرد. 

بنابر جدول یک: 1/74 درصد از پاسخ­دهندگان مرد و 9/25 درصد نیز زن بودند. سن بیشتر پاسخ­دهندگان (8/34 درصد) بین 30 تا 40 سال بود. 2/50 درصد (بیشترین درصد) از پاسخ­دهندگان دارای مدرک فوق­لیسانس و 8/9 درصد (کمترین درصد) نیز فوق­دیپلم و پایین­تر بودند. درنهایت سنوات خدمتی بیشتر پاسخ­دهندگان (0/38 درصد) بین 10 تا 20 سال بود. این یافته­ها براساس نرم­افزار SPSS به­دست آمده است. 

 

جدول 1. اطلاعات جمعیت­شناختی پژوهش

متغیر	گویه	درصد	متغیر	گویه	درصد
جنسیت	مرد	1/74	تحصیلات	فوق دیپلم و پایین تر	8/9
	زن	9/25		لیسانس	2/28
سن	کمتر از 30 سال	0/21		فوق لیسانس	2/50
	30 تا 40 سال	8/34		دکترا	8/11
	40 تا 50 سال	5/31	سنوات خدمتی	کمتر از 5 سال	7/17
	بیشتر از 50 سال	7/12		5 تا 10 سال	8/14
10 تا 20 سال	0/38
بیشتر از 20 سال	5/29

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

یافته­های پژوهش

از آنجایی­که هدف پژوهش حاضر انجام یک آزمون معتبر است، لذا تحلیل عاملی تاییدی می­تواند ابزار مناسبی محسوب شود. برای تعیین روایی صوری پرسشنامه از نظر مثبت کارشناسان خبره استفاده شد. برای پایایی پرسشنامه از ضریب آلفای کرونباخ استفاده شده است (جدول 2).

 

جدول 2. ضریب آلفای کرونباخ متغیرهای پژوهش

متغیر	علامت	تعداد سوال	آلفای کرونباخ
سازگاری با جو اخلاقی سازمان	ECL	5	854/0
تعهد سازمانی	OC	14	932/0
رضایت شغلی	JS	5	855/0
خودکارآمدی	SE	10	915/0
منبع کنترل	LC	9	922/0

نکته: ضریب آلفای کرونباخ کلی پژوهش 925/0 است.

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

براساس جدول 2 ضریب آلفای کرونباخ همه متغیرها بالاتر از 7/0 بوده که این امر بیانگر تایید پایایی و همبستگی درونی همه سازه­ها است. از آنجایی­که براساس استانداردهای محاسباتی انجام شده، گویه­ها و ابعاد الگو مورد قبول واقع شده­اند، لذا می­توان الگوی پژوهش را به کمک نرم­افزار آموس برآورد نمود.

 

شکل 3. برآورد الگوی مفهومی

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

براساس شکل 3 بارهای عاملی تمامی متغیرهای مشاهده شده بیشتر از 5/0 بوده و لذا واریانس بین سازه­ها و شاخص­های مربوطه از واریانس خطای اندازه­گیری­شان بیشتر بوده و درنتیجه پایایی در مورد مدل اندازه­گیری قابل قبول است. همچنین شکل 3 بیانگر رابطه یک (یا چند) عامل با چند گویه است. 

در شکل 3 دوایر بزرگ (پنج­گانه) بیانگر متغیرهای مکنون و یا عامل­ها بوده و همچنین مستطیل­ها نیز بیانگر گویه­های پژوهش می‌باشند. پیکان­های دو سویه همبستگی میان عامل­ها را نشان می­دهد. پیکان­های یک سویه رسم شده از سمت دوایر بزرگ (پنج­گانه) به سمت مستطیل­ها بیانگر بار عاملی هر کدام از گویه­ها بوده و اعداد مندرج بر روی آنها نیز نشان‌دهنده ضریب همبستگی گویه­ها با هر یک از عوامل مربوطه است.

 

جدول 3. شاخص­های برازش مدل

نام شاخص	معادل لاتین	مقدار مجاز	مقدار محاسبه شده	وضعیت
کای دو درجه آزادی	X2/df	کمتر از 3	314/1	مطلوب
ریشه میانگین مربعات خطای برآورد	RMSEA	کمتر از 08/0	032/0	مطلوب
نیکویی برازش	GFI	بالاتر از 90/0	861/0	قابل قبول
شاخص برازش مقایسه­ای-تعدیل یافته	CFI	بالاتر از 90/0	963/0	مطلوب
شاخص برازش تعدیل یافته	AGFI	بالاتر از 90/0	843/0	قابل قبول
برازش نرم شده	NFI	بالاتر از 90/0	862/0	قابل قبول
برازش نرم نشده	TLI	بالاتر از 90/0	960/0	مطلوب
شاخص برازش نسبی	RFI	بالاتر از 90/0	852/0	قابل قبول
شاخص برازش افزایشی	IFI	بالاتر از 90/0	963/0	مطلوب

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

با توجه به مقادیر مندرج در جدول 3 می­توان اظهار داشت که برازش مدل از کفایت لازم برخوردار است. 

در پژوهش حاضر برای سنجش پایایی ابزار اندازه­گیری از دو شاخص پایایی مرکب^[7] و میانگین واریانس استخراج شده^[8] و همچنین برای سنجش روایی ابزار اندازه­گیری از دو شاخص روایی همگرا^[9] و روایی واگرا^[10] استفاده شده است (جدول 4).  

 

جدول 4. نتایج مرتبط با پایایی و روایی مدل

	CR	AVE	MSV	ASV	ECF	SE	LC	JS	OC
ECL	864/0	560/0	146/0	087/0	748/0
SE	916/0	523/0	087/0	037/0	157/0	723/0
LC	923/0	571/0	129/0	079/0	294/0	008/0-	756/0
JS	862/0	557/0	364/0	155/0	302/0	195/0	359/0	743/0
OC	934/0	506/0	364/0	174/0	382/0	295/0	316/0	603/0	711/0

نکته: محاسبات با استفاده از ماکرو طراحی شده توسط جیمز گسکین و در قالب نرم­افزار اکسل انجام شده است.

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

جدول 5. حداقل­های مورد نیاز مرتبط با پایایی و روایی مدل

عنوان	مقادیر آستانه
شرط پایایی مدل	CR>0.7
شرط روایی همگرای مدل	AVE>0.5 ؛ CR>AVE
شرط روایی واگرای مدل	MSV < AVE ؛ ASV < AVE

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

با توجه به اینکه مقادیر محاسبه شده در جدول 4 بیشتر از مقادیر آستانه هستند، لذا مدل پژوهش از پایایی و روایی مناسبی برخوردار است. برای مثال تمامی مقادیر پایایی مرکب بیشتر از 7/0 و یا تمامی مقادیر میانگین واریانس استخراج شده به استثنای یک مورد که آن­هم نزدیک به 5/0 است، بیشتر از 5/0 هستند. همچنین حداکثر واریانس مشترک^[11] و میانگین واریانس مشترک^[12] کوچکتر از میانگین واریانس استخراج شده هستند.

آزمون فرضیه­ها: در این بخش شش فرضیه اصلی پژوهش با استفاده از مدل­سازی معادلات ساختاری و به کمک نرم­افزار آموس آزمون شده­اند. سطوح معناداری آزمون فرضیه­ها در جدول 6 و نتیجه الگو در شکل 3 منعکس شده است. از آنجایی­که سطح معناداری 5 درصد مدنظر است، لذا سطح خطا کمتر از 05/0 مورد پذیرش واقع می­شود. جدول 6 بیانگر نتایج آزمون فرضیه­های پژوهش می‌باشد.

 

شکل 4. الگوی مفهومی پژوهش مرتبط با فرضیه­های اصلی پژوهش

منبع : یافته های پژوهشگر

 

شکل 4 بیانگر ضرایب مسیر (فرضیه­ها)، بارهای عاملی و ضرایب تعیین گویه­ها می­باشد. بارهای عاملی اعداد مندرج بر روی پیکان­های یک سویه رسم شده از سمت دوایر بزرگ (5 گانه) به سمت مستطیل­ها است. ضرایب تعیین نیز اعداد مندرج بر روی مستطیل­ها بوده که نشان می­دهد چه میزان از واریانس هر کدام از گویه­ها توسط عامل مربوطه قابل تبیین است.

با توجه به جدول 6، از آنجایی­که نسبت بحرانی هر شش فرضیه اصلی بیشتر از 58/2 می­باشد، لذا می­توان اظهار داشت در سطح اطمینان 99 درصد تمامی فرضیه­ها تأیید می­گردند. براساس نتایج مندرج در جدول بالا یک واحد افزایش در متغیر منبع کنترل باعث افزایش 250/0 واحد در متغیر رضایت شغلی و 310/0 واحد در متغیر سازگاری با جو اخلاقی سازمان می­شود. همچنین یک واحد افزایش در متغیر سازگاری با جو اخلاقی سازمان باعث افزایش 173/0 واحد افزایش در رضایت شغلی و 149/0 واحد افزایش در تعهد سازمانی می­شود. درنهایت یک واحد افزایش در متغیر رضایت شغلی باعث افزایش 443/0 واحد افزایش در تعهد سازمانی می­شود.  

جدول 6. نتایج آزمون فرضیه­های اصلی

فرضیه	ضرایب غیر استاندارد (B)	خطای استاندارد	ضرایب استاندارد (Beta)	نسبت بحرانی (C.R.)	سطح معناداری (P-Value)
1 الف	LC		JS	250/0	055/0	301/0	531/4	000/0
1 ب	LC		ECF	310/0	067/0	299/0	647/4	000/0
2	SE		ECF	255/0	093/0	171/0	731/2	006/0
3	ECF		JS	173/0	053/0	216/0	254/3	001/0
4	ECF		OC	149/0	038/0	225/0	933/3	000/0
5	JS		OC	443/0	059/0	537/0	560/7	000/0

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

برای بررسی اثرهای متغیرهای کنترلی بر روی سه متغیر سازگاری با جو اخلاقی سازمان، رضایت شغلی و تعهد سازمانی از رگرسیون آن­هم از طریق به­کارگیری نرم­افزار SPSS استفاده شده است. نتایج حاصله به­شرح زیر است. 

 

جدول 7: میزان تأثیر متغیرهای کنترلی بر سازگاری با جو اخلاقی سازمانی

متغیر	ضریب B	ضریب Beta	مقدار t	سطح معناداری	همبستگی	ضریب تعیین
مقدار ثابت	970/4	-	346/32	000/0	414/0	172/0
پست سازمانی	078/0	121/0	294/2	022/0
دفعات تغییر شرکت	035/0	056/0	007/1	315/0
دفعات تغییر رشته شغلی	070/0	121/0	177/2	030/0
روحیه سازگاری	486/0	329/0	093/6	000/0

نکته: سطح معناداری 05/0 است.

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

باتوجه به نتایج مندرج در جدول 7، به استثنای متغیر دفعات تغییر شرکت، مابقی متغیرهای کنترلی بر متغیر سازگاری با جو اخلاقی سازمانی تأثیرگذار هستند. بدین معنی­که با ارتقاء یک واحد در پست سازمانی افراد، میزان سازگاری آنان با جو اخلاقی سازمانی به میزان 078/0 واحد افزایش می­یابد. برای نمونه میزان سازگاری یک مدیر 078/0 واحد بیشتر از یک رئیس اداره است. همچنین اگر یک واحد در دفعات تغییر رشته شغلی افراد کاهش اتفاق افتد، میزان سازگاری آنان با جو اخلاقی سازمانی به میزان 070/0 واحد افزایش می­یابد. به­عبارت دیگر تعداد دفعات تغییر رشته شغلی در میان افراد ناسازگار با جو اخلاقی سازمانی بالاتر است. درنهایت، اگر یک واحد روحیه سازگاری افراد افزایش یابد، میزان سازگاری آنان با جو اخلاقی سازمانی به میزان 486/0 واحد افزایش می­یابد. بنابر یافته­های این پژوهش بین تعداد دفعات تغییر شرکت (کارفرما) و میزان سازگاری با جو اخلاقی سازمانی رابطه معناداری پیدا نشد. بدین معنی­که دفعات تغییر شرکت (محل کار) بر میزان سازگاری با جو اخلاقی سازمانی اثرگذار نیست.  

 

جدول 8. میزان تأثیر متغیرهای کنترلی بر رضایت شغلی

متغیر	ضریب B	ضریب Beta	مقدار t	سطح معناداری	همبستگی	ضریب تعیین
مقدار ثابت	962/2	-	686/18	000/0	341/0	116/0
پست سازمانی	058/0	113/0	073/2	039/0
دفعات تغییر شرکت	022/0	044/0	758/0	449/0
دفعات تغییر رشته شغلی	059/0	127/0	197/2	029/0
روحیه سازگاری	297/0	252/0	505/4	000/0

نکته: سطح معناداری 05/0 است.

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

باتوجه به نتایج مندرج در جدول 8، به استثنای متغیر دفعات تغییر شرکت، مابقی متغیرهای کنترلی بر متغیر رضایت شغلی تأثیرگذار هستند. بدین معنی­که با ارتقاء یک واحد در پست سازمانی افراد، رضایت شغلی آنان به میزان 058/0 واحد افزایش می­یابد. همچنین با کاهش یک واحد در تغییر رشته شغلی افراد، میزان رضایت شغلی آنان به میزان 059/0 واحد افزایش می­یابد. به­عبارت دیگر تعداد دفعات تغییر رشته شغلی در میان افراد با رضایت شغلی کمتر، بیشتر است. درنهایت، اگر روحیه سازگاری افراد یک واحد افزایش یابد، میزان رضایت شغلی آنان به میزان 297/0 واحد افزایش می­یابد. به­عبارت دیگر، هرچه روحیه سازگاری افراد بالاتر باشد، رضایت شغلی آنان در سطح بالاتری خواهد بود. بین تعداد دفعات تغییر شرکت (کارفرما) و سازگاری با رضایت شغلی رابطه معناداری وجود ندارد. بدین معنی­که تغییر شرکت (محل کار) بر میزان سازگاری افراد با جو اخلاقی سازمانی اثرگذار نیست. 

 

 

 

جدول 9. میزان تأثیر متغیرهای کنترلی بر تعهد سازمانی

متغیر	ضریب B	ضریب Beta	مقدار t	سطح معناداری	همبستگی	ضریب تعیین
مقدار ثابت	816/2	-	137/22	000/0	450/0	203/0
پست سازمانی	006/0	014/0	260/0	795/0
دفعات تغییر شرکت	083/0	196/0	582/3	000/0
دفعات تغییر رشته شغلی	009/0	022/0	409/0	683/0
روحیه سازگاری	362/0	363/0	838/6	000/0

نکته: سطح معناداری 05/0 است.

منبع: یافته‌های پژوهشگر

 

باتوجه به نتایج مندرج در جدول 9، دو متغیر دفعات تغییر شرکت و روحیه سازگاری بر تعهد سازمانی تأثیرگذار هستند. بدین معنی­که با افزایش یک واحد در دفعات تغییر شرکت (محل کار)، میزان تعهد سازمانی افراد به میزان 083/0 واحد کاهش می­یابد. به­عبارت دیگر، هرچه تعداد دفعات تغییر شرکت افراد افزایش یابد، روحیه سازگاری آنان با شرکت نیز کاهش می­یابد. همچنین با افزایش یک واحد افزایش در میزان روحیه سازگاری افراد، تعهد سازمانی آنان نیز به میزان 362/0 واحد افزایش می­یابد. در مقابل متغیرهای پست سازمانی و دفعات تغییر رشته شغلی بر تعهد سازمانی تأثیر معناداری ندارند.

 

بحث و نتیجه­گیری

پژوهش حاضر از طریق بررسی روابط فی­مابین متغیرهای سازگاری با جو اخلاقی سازمانی، رضایت شغلی و تعهد سازمانی در حرفه حسابداری تلاش کرد تا باعث تقویت ادبیات موضوع شود. هرچند ممکن است هریک از این سه متغیر در پژوهش­های قبلی به­طور جداگانه مورد مطالعه و بررسی قرار گرفته باشد، اما ویژگی پژوهش حاضر این است که تلاش کرد تا میزان سازگاری با جو اخلاقی سازمانی را به رضایت شغلی و تعهد سازمانی ربط دهد. به­واسطه مواردی همچون ماهیت پایدار و بلندمدت جو اخلاقی سازمانی و نقش حسابدارها در وقوع تخلف و تقلب مالی سازمانی، موضوع این پژوهش می­تواند از اهمیت زیادی برخوردار باشد. از آنجایی­که بیشتر پژوهش­های اخلاق­محور انجام شده در حرفه حسابداری با محوریت حسابرسی بوده و همچنین در اکثر آنها نیز به­جای تئوری­های شناختی-اجتماعی از تئوری­های رشد اخلاقی استفاده شده است (دومینو و همکاران، 2015)، لذا ضرورت و اهمیت انجام این پژوهش بیش از پیش نمایان می­شود.  

باتوجه به اینکه جذب و حفظ حسابدارهای اخلاق­مدار از اولویت­های سازمان­های امروزی است، لذا در همین راستا پژوهش حاضر اقدام به مطالعه و بررسی نحوه اثرگذاری جو اخلاقی سازمانی بر تعهد سازمانی کرد. همچنین یافته­های این پژوهش اطلاعات خوبی را در خصوص جو اخلاقی مناسب برای حسابدارهایی که به­طور بالقوه در معرض تقلب و یا رفتارهای غیراخلاقی قرار دارند و دلایل جابجابی بالقوه آنان ارائه کرده است. 

باتوجه به نقش­آفرینی حسابدارها در تصمیم­گیری­های سازمانی، درصورت بروز و تقویت ویژگی خودشیفتگی در بین آنان می­توان شاهد یک­سری اقدام­های خارج از عرف و عمدتاً مبتنی بر توجه و ستایش از سوی آنان بود. جو اخلاقی سازمانی متأثر از موارد متعدی همچون خودشیفتگی می­باشد. در صورت بروز این ویژگی در جو اخلاقی سازمانی، احتمال ارتکاب تقلب از سوی کارکنان از جمله حسابدارها افزایش می­یابد. هرچند استانداردهای حسابداری و حسابرسی بر ارزیابی خطر وقع تقلب تأکید می­کنند، اما در عین حال اطلاعات حداقلی درخصوص نحوه برخورد با این موضوع ارائه می­نمایند. ادبیات فعلی حسابداری بیانگر سطح بالای خودشیفتگی و همچنین سطح پایین وجدان کاری در بین کارکنان به­ویژه مدیران ارشد سازمان­ها بوده و این موضوع به­نوعی متأثر از جو اخلاقی سازمانی بوده که می­تواند بسترهای لازم برای وقوع تقلب را فراهم نماید. جو اخلاقی سازمانی نقش مهمی در توجیه و منطقی­سازی تخلف و تقلب در حرفه حسابداری را دارد. در همین راستا یافته­های این پژوهش نشان می­دهد جو اخلاقی سازمانی (چه خوب و چه بد) بر رفتار حسابدارها اثرگذار است. با بررسی ادبیات پژوهش می­توان دریافت که پژوهش­های چندانی در خصوص ارتباط بین جو اخلاقی، خودشیفتگی کارکنان و خطر تقلب انجام نشده است. برای مثال بررسی­های شین (2012) نشان داد پژوهش­های انجام شده درخصوص پیشایندهای مرتبط با میزان سازگاری با جو اخلاقی سازمانی قابل توجه نیست. بنابراین پژوهش حاضر می­تواند گام مثبتی در این زمینه باشد.

از آنجایی­که در اکثر پژوهش­های قبلی مرتبط از تئوری­های رشد اخلاقی استفاده شده است، لذا یافته­های این پژوهش نشان داد می‌توان از تئوری شناختی-اجتماعی برای بررسی روابط فی­مابین متغیرهای سازگاری با جو اخلاقی سازمانی، رضایت شغلی و تعهد سازمانی کرد. برای نمونه منبع کنترل با میزان سازگاری با جو اخلاقی سازمانی ارتباط مثبت و معناداری دارد. همچنین اثرهای متغیر کنترلی سازگاری سازمانی در مدل قابل توجه بود. بیشترین ضریب مسیر متعلق به روحیه سازگاری است که بر هر سه متغیر سازگاری با جو سازمانی(486/0)، رضایت شغلی (297/0) و تعهد سازمانی (362/0) اثرگذار است. بنابراین روحیه سازگاری اثرگذاری بیشتری بر سازگاری با جو اخلاقی سازمانی دارد. همچنین تغییر رشته شغلی بر سازگاری با جو اخلاقی سازمانی و رضایت شغلی تأثیرگذار است. بنابر یافته­های پژوهش حاضر، از آنجایی­که روحیه سازگاری هم­جهت با جو اخلاقی است، لذا جو اخلاقی مورد قبول حسابدارها بوده و می­تواند بر شکل­گیری رفتار مناسب آنان مؤثر باشد. ممکن است این بدین معنا باشد که نگرش و باورهای حسابدارها متأثر از روحیه سازگاری آنان بوده و یا اینکه جو اخلاقی بر روحیه سازگاری افراد تأثیرگذار است. به­هرحال، نگرش و باورهای حسابدارها نسبت به مدیران ارشد به­شدت متأثر از جو اخلاقی سازمانی است.

بنابر یافته­های پژوهش حاضر سازگاری با جو اخلاقی سازمانی بر تعهد سازمانی اثرگذار است. بنابراین جو اخلاقی سازمانی می­تواند موضوع خوبی برای پژوهش­های آتی باشد. هرچند جو اخلاقی در خصوص میزان تطابق اخلاق فردی و اخلاق سازمانی سؤال­هایی را مطرح می­کند، اما قادر به تعیین سطح اخلاق فردی و یا سازمانی نیست. برای مثال اگر در سازمانی حسابدارها ارزش­های سازمانی را که شامل خودشیفتگی مدیران و عدم صداقت آنان است را به اشتراک بگذارند، آنگاه می­توان اظهار داشت که در آن سازمان جو اخلاقی قوی حاکم است. در سازمان­های با جو اخلاقی بالاتر و دارای حسابدارهای با اخلاق، میزان سازگاری جو اخلاقی سازمانی بیشتر است. همچنین یافته­های پژوهش حاضر نشان می­دهد شرایط محیط کار که بر خودکارآمدی حرفه­ای و منبع کنترل اثرگذار هستند، می­تواند بر ادراک حسابدارها از جو اخلاقی اثرگذار باشد.

 

[1] گروه حسابداری، دانشگاه حضرت معصومه (س)، قم، ایران. نویسنده مسئول. [e-mail]

[2] گروه مدیریت، واحد آبادان، دانشگاه آزاد اسلامی، آبادان، ایران [e-mail]

[3]. Enron, Fannie Mae, and Health South

[4]. Ethics

[5]. Morals

[6]. Side Bets

[7]. Composite Reliability (CR)

[8]. Average Variance Extracted (AVE)

[9]. Convergent Validity

[10]. Divergent Validity

[11]. Maximum Shared Variance (MSV)

[12]. Average Shared Variance (ASV)

مراجع

فهرست منابع

• اروجی، عاطفه، محمدرضا شورورزی و مهدی صالحی، (1394)، "رابطه بین رضایت شغلی و تعهد سازمانی حسابداران شاغل در شرکت ملی پخش فرآورده­های نفتی ایران"، فصلنامه علمی-پژوهشی مدیریت منابع انسانی در صنعت، 6(1)، صص66-35.
• ثناگوی محر، غلامرضا و حمیدرضا میرشکاری، (1398)، "رابطه بین ویژگی­های شخصیتی سبک­های دلتنگی با باورهای فراشناختی در افراد مبتلا به سو مصرف مواد و افراد عادی"، مجله دانشکده علوم پزشکی مشهد، 62(4.1)، صص 84-93.
• حاجی محمد لو، بهاره و زهره حاجیها، (1399)، "ارتباط بین جو اخلاقی، مسئولیت­پذیری اجتماعی و مدیریت سود"، فصلنامه اخلاق در علوم فناوری، 15(2)، صص 100-107.
• خلیل­پور، مهدی، یحیی کامیابی و سیدعلی نبوی چاشمی، (1398)، "تأثیر رویکردهای اخلاقی حسابداران بر کیفیت اطلاعات حسابداری با نقش تعدیل­کنندگی اندازه و اهرم مالی شرکت"، پژوهش­های حسابداری مالی و حسابرسی، 11(43)، صص 91-117.
• خوشبخت، اسماعیل، امیرحسین تائبی نقندری و حدیث زینلی، (1401)، "دینداری، اخلاق حرفه­ای حسابداران و تقلب­های گزارشگری مالی"، پژوهش­های حسابداری مالی و حسابرسی، 14(1)، صص 223 تا 253.
• رستمی­نیا، رضا، رضوان حجازی، قدرت‌الله طالب­نیا و رسول برادران حسن­زاده، (1399)، "تأثیر منبع کنترل و تعهد سازمانی بر پذیرش رفتار ناکارآمد حسابرسی براساس تئوری رفتار برنامه ریزی شده"، دو فصلنامه حسابداری ارزشی و رفتاری، 5(10)، صص 103-129.
• کفاش لیلا، و حمیدرضا ایمانی، (1396)، "تأثیر تعهد سازمانی و ارزش­های اخلاقی بر قصد تخلف­های کشف شده در بین حسابداران بخش عمومی"، مجله حسابداری سلامت، 6(2)، صص 90-109.
• مشعشعی، سید محمد، سیدعباس هاشمی و داریوش فروغی، (1397)، "تأثیر تفاوت­های فردی حسابرسان بر تعهد حرفه­ای آنها: بررسی نقش میانجی سازگاری جو اخلاقی"، فصلنامه بررسی‌های حسابداری و حسابرسی، 25(3)، صص 415-422.
• نمازی، محمد و حسین رجب­دُری، (1398)، "آزمون الگوی کاربردی توسعه پایدار اخلاق حرفه­ای حسابداری با استفاده از تحلیل عاملی تائیدی"، پژوهش­های حسابداری مالی و حسابرسی، 11(43)، صص 10-25.
• یوسفی، شکوفه، شهناز نایب­زاده و حسین اسلامی، (1394)، "تأثیر استرس­های شغلی برر ضایت شغلی حسابداران"، دو ماهنامه سلامت ایران، 12(3)، صص 46-52.