مدل تاثیر رهبری معنوی بر معنویت در کار؛ متغیرهای میانجی عدالت سازمانی و عزت نفس سازمانی

فصلنامه مهندسی مدیریت نوین

مقاله 3، دوره 4، 3 و 4 - شماره پیاپی 12، بهمن 1394، صفحه 23-38   

نوع مقاله: مقاله پژوهشی (تحقیقی)

نویسندگان

غلامرضا رحیمی¹؛ علی هدایت فسندوز^{* 2}

¹استادیار و عضو هیات علمی، دانشگاه آزاد اسلامی واحد بناب، بناب، ایران

²مدرس، دانشگاه آزاد اسلامی واحد بین الملل سولدوز، سولدوز، ایران

چکیده

هدف از این پژوهش تبیین تاثیر رهبری معنوی بر معنویت در کار با میانجی عدالت سازمانی و عزت نفس سازمانی است. تحقیق فوق به لحاظ هدف کاربردی، از حیث جمع آوری داده ها توصیفی – همبستگی می باشد. جامعه آماری شامل دبیران شهرستان نقده که از طریق فرمول کوکران و روش نمونه گیری تصادفی289 نفر انتخاب شدند. جهت گردآوری داده های پژوهش از پرسشنامه رهبری معنوی فرای و همکاران (2005) با پایایی 93/0، پرسشنامه معنویت در کار میلیمن و همکاران(2003) با پایایی 84/0، پرسشنامه عدالت سازمانی نیهوف و مورهن(1993) با پایایی 88/0 و پرسشنامه عزت نفس سازمانی پیرس و همکاران (1989) با پایایی 88/0 و روایی همگرا و روایی واگرای مناسب استفاده شد. به منظور آزمون نیکویی برازش از مدل سازی معادلات ساختاری با رویکرد حداقل مربعات جزئی تجزیه و تحلیل صورت گرفت. نتایج تحلیل نشان داد، رهبری معنوی بر معنویت در کار، عدالت سازمانی و عزت نفس سازمانی تاثیر مثبت و معنا داری دارد و این تاثیر زمانیکه متغیر های میانجی عدالت سازمانی و عزت نفس سازمانی وارد معادله می شوند، پایدار است. رهبری معنوی 63% از تغییرات معنویت در کار را به طور مستقیم تبیین می کند. متغیر برون زا به طور غیر مستقیم با میانجی گری عدالت سازمانی 23% بر متغیر درون زا تاثیر دارد. همچنین متغیر مستقل با میانجی گری عزت نفس سازمانی بر معنویت در کار 25% تاثیر دارد. ضریب معناداری تمامی مسیرها از96/1 بیشتر می باشد.

کلیدواژه‌ها

رهبری معنوی؛ معنویت درکار؛ عدالت سازمانی؛ عزت نفس سازمانی

اصل مقاله

مقدمه

 آموزش خلق و خوی شایسته در محیط‌های کاری و نیل به اهداف سازمانی و اجتماعی از طریق معنویت در سازمان‌ها و محیط‌های کاری می‌تواند منجر به موفقیت سازمان و جامعه شود.معنویت در محل کار می‌تواند به بهبود عملکرد کارکنان کمک کند (احمد[1] و عمر[2]، 2014: 108). در حقیقت، در پارادایم مدرن، به سهم روح و نیازهای درونی انسان‌ها توجـه نـشده است، از اواخر قرن گذشته، در دهه نود قرن بیستم نوعی یکپارچگی مجدد بین زنـدگی بیرونـی و درونی در حال شکل گیری بوده است (فرهنگی و همکاران، 1385؛ 6). معنویت در محیط کار یکی از این حوزه‌های یکپارچگی مجدد می‌باشد. پدیده معنویت در محیط کار به به شناسـایی بعـدی از زندگی درونی و باطنی کارکنان منجر می‌شود کـه قابـل پرورش و تعلیم است و به واسطه انجام کارهای با معنا در زندگی اجتماعی رشد و توسعه می‌یابـد (آشموس[3] و دوچون[4]، 2000؛ 134). هنگام مطالعه سامانه اخلاق اسلامی چند معیار مرتبط را باید مد نظر قرار داد: عدالت و برابری، اعتماد و درستکاری و نوع دوستی و سخاوتمندی (حسنی و همکاران، 1391: 11). بعضی مدیران تصور می‌کنند که تنها از طریق اختصاص پاداشهای مالی می‌توانند مجری عدالت بوده و بر سطح تعهد کارکنان بیافزایند، در حالیکه باید توجه نمود که برخورد منصفانه و عادلانه با کارکنان موجب رضایت آنها و احساس برابری و افزایش خشنودی شغلی آنها می‌گردد. بطور کلی فراگردها، رویه‌ها و نتایج منصفانه در سازمان می‌تواند مسیر دستیابی به نتایج مطلوب را هموار سازد و مدیران کاردان به جای تلاش برای در نظر گرفتن، اقتضائات پیچیده از طریق برخورد عادلانه هزینه کنترل را کم کرده، سطوح اداری را کاهش می‌دهند و همزمان هدف‌های مشخصی را برای واحد یا سازمان خود تدوین می‌کنند و به این طریق نهایتا بر سطح تعهد کارکنان شان می‌افزایند بنابراین اجرای عدالت در جامعه منوط بر وجود عدالت در سازمان‌ها ست (تقی زاده و شکری، 1393؛229).

رهبـری معنوی شامل مدل‌های خدمتگزاری رهبـری، مشـارکت دادن کارکنان و توانمندسازی آنان است و براساس فلسفه رهبری خدمتگزار بنا شده است. رهبری معنوی یک بُعد بزرگ از مسئله رهبری سازمان است که نادیده گرفته شده در حالیکه در قرارداد روان شناختی سازمان‌های کاری دخیل است (کاکابادیس[5] و همکاران، 2002؛ 165). رهبری معنوی در سازمان که چهار عرصه اساسی ماهیت انسان یعنی جسم (فیزیکی)، ذهن (تفکرمنطقی)، سرشت (عواطف واحساسات) و روح را در هم ادغام می‌کند نمود دارد. افراد در چنین سازمان هایی توانمند هستند و صلاحیت دستیابی به چشم انداز روشن سازمانی را به طور نمایانی دارند (نظرپوری و همکاران، 1391؛ 42).

عزت نفس سازمانی در تعیین، انگیزش، رفتارها و نگرش‌های کارکنان در محیط کار بسیار مهم و تاثیرگذار است. وجود این متغیر در کارکنان می‌تواند عاملی موثر در عدم ترک خدمت و ارتباطات صحیح در محیط کاری را منجر شود. عزت نفس سازمانی به معنی احساس فرد از میزان ارزشمندی، اهمیت و توانمندی خود در سازمان است (گیلانی و همکاران، 1393؛ 52). ایجاد توانایی در کارکنان نیازمند وجود خطوط اطلاعاتی، پشتیبانی منابع و فرصتهای یادگیری یا رشد است بنابراین سازمان برای توانمندی کارکنان، لازم است تا این عوامل را فراهم کند (میری و سبزیکاران، 1390؛51). با توجه به اینکه رهبری معنوی با جسم، ذهن، سرشت و روح انسان‌ها سروکار دارد و هدف آن توانمند سازی، خلاقیت و نوآوری است، معلمان با سطوح بالای معنویت، عزت نفس سازمانی و عدالت سازمانی می‌توانند افرادی خلاق، توانمند، عدالت محور و دارای روابط انسانی سالم را برای جامعه پرورش دهند و در این امر قرآن کریم به عنوان یک منبع غنی رفتار معنوی در جهت پرورش نسل آینده می‌تواند الگوی بسیار موثری باشد. هدف از تحقیق حاضر سنجش تاثیر رهبری معنوی بعنوان یک اصل اخلاقی بر معنویت در محیط کار به عنوان عامل ارتباط اجتماعی و موفقیت فردی با نقش میانجی عدالت سازمانی و عزت نفس سازمانی می‌باشد.

معنویت در کار: در این تحقیق از مفهوم سازی ابعاد سه گانه معنویت در محیط کار، که توسط میلیمن و همکاران (2003) مطرح شد استفاده می‌شود و شامل ابعاد، کار با معنا (سطح فردی)، احساس یکپارچگی (سطح گروهی) و همسویی با ارزشهای سازمان (سطح سازمانی)می باشد.کار با معنا: این بعد که در سطح فردی مطرح است و مشخص می‌کند که کارکنان با کار روزمره خود به صورت فردی تعامل دارند. کار با معنا بـر این فـرض اسـتوار است که هر فـردی انگیـزش درونـی، تمایـل و علایقـی بـرای مبادرت به انجام فعالیت هایی دارد که معنای بیشتری به زندگی خود و دیگران می‌بخشد (مجد و همکاران، 1396؛ 23). احساس همبستگی: این بعد که در سطح گروهی مطـرح اسـت. همبستگی در محیط کار مبتنی بر ایـن بـاور است که افراد یکدیگر را در پیوند با هم می‌دانند و بـین خـود درونی هر فرد با خود درونی دیگران رابطه وجود دارد (میلیمن[6] و همکاران، 2003؛ 429). این سطح از معنویت در محیط کـار شـامل ارتباطـات معنوی بین کارکنان در گروه‌های کاری می‌باشد. همسویی با ارزشهای سازمان: این بعد در سـطح سـازمانی مطرح اسـت. همسویی با ارزشهـای سـازمان به این معناست که افراد بـاور دارنـد کـه مـدیران و کارکنـان در سازمان دارای ارزش‌های مرتبط و یک نوع وجدان قوی هـستند (مجد و همکاران، 1396؛ 23).

عزت نفس سازمانی: عزت نفس، جنبه‌های از خود پنداره از قضاوت هایی که فرد درباره ارزش خود و احساس‌های مرتبط با این قضاوت‌ها دارد ناشی می‌شود (الیو[7] و پاتیل[8]، 2012: 283). براساس نظریه کورمن (1970) عزت نفس فرد تحت تاثیر تجربیات اش شکل می‌گیرد. در واقع عزت نفس در دورن محیط اجتماعی سازمان رشد می‌یابد و نتیجه پیام هایی است که فرد از دیگران در مورد خود دریافت می‌کند (گیلانی و همکاران، 1394: 55). سه عامل فرسودگی، یعنی خستگی عاطفی، انحصارطلبی و کاهش دستاورد شخصی تأثیر منفی بر عزت نفس سازمان دارد (الیو⁷ و پاتیل⁸، 2012: 284).

عدالت سازمانی: عدالت سازمانی برای نیروی انسانی که از مهمترین ارکان توسعه سازمان و جامعه است و انگیزش سرمایه انسانی برای تلاش و فعالیت در گرو رفتار عادلانه است امری ضروری است. بی عدالتی منجر به خدشه بر کرامت انسانی و خروج سرمایه‌های انسانی و سلامت روانی آنان می‌شود. روبین بیان می‌دارد که عدالت در سازمان منجر به بقای سازمان، ثبات سازمان و پیشرفت پرسنل می‌شود (پورکیانی و همکاران، 1392؛ 22). تحقیقات اندیشمندان، همگی با قول یکسان به این موضوع اشاره داشته اند که عدالت سازمانی سه نوع می‌باشد: عدالت رویه ای، توزیعی، مراوده ای (رضائیان، 1384). ادراک عدالت رویه ای: ادراک انصاف ناشی از ارزیابی از فرایندی است که از طریق آن تصمیمات مربوط به تخصیص منابع و یا نتایج گرفته می‌شود. ادراک عدالت توزیعی: انصاف ادراک شده از نتایج (ستانده‌ها)یا تخصیص هایی است که یک فرد در سازمان دریافت می‌کند. ادراک عدالت مراوده ای: ادراک انصاف ناشی از ارتباطات افراد در سازمان است (آذر و همکاران، 1389؛ 65). خداوند متعال در قرآن کریم به رعایت عدالت تاکید کرده است ." وَ أَقْسِطُوا إِنَّ اللَّهَ یحِبُّ الْمُقْسِطین‏"؛ مطابق عدل عمل کنید، همانا خداوند دوست می‌دارد آنها را که طالب عدالت هستند.

رهبری معنوی: رهبران معنوی انگیزه زیادی برای ساده کردن زندگی به جای ایجاد پیچیدگی‌های بیشتر به پیروان می‌دهند و بر اهداف مشترک یا اهداف اجتماعی متمرکز می‌شوند (هوپ^[9]، 2005: 88). رهبران معنوی به پیروان کمک می‌کنند تا دیدگاه‌های بی نظیر و مأموریت‌های الهام بخش را تقویت کنند و سطح تعهد سازمانی و اثربخشی آن را افزایش می‌دهد رهبران معنوی می‌تواند به کارمندان کمک کند تا دید، ارزش، کار معنی دار و اهداف خاص را پیدا کنند. ابعاد رهبری معنوی در مدل فرای در زیر تشریح شده است که شامل، چشم انداز، ایمان و امید، عشق به نوع دوستی، کار معنی دار، عضویت، تعهد و بازخورد می‌باشد.

چشم انداز: مجموعه ای از مفاهیم که هدف نهایی و تعاملات افراد را تعریف می‌کند. رهبران معنوی چشم انداز را برای سازمان طرای می‌کنند و با ایجاد انگیزه در کارکنان به سمت چشم انداز سازمان سوق می‌یابند (فرای[10]، 2003: 714).

امید و ایمان: امید و ایمان، دو مبنای اعتقادی است که تمام اهداف سازمان، نظیر دیدگاه و مأموریت سازمانی، با در نظر داشتن آنها تحقق می‌یابد (فرای، 2003). رهبران معنوی می‌توانند در شکل گیری و بهبود امید و ایمان کارکنان خود نقش موثری داشته باشند.

عشق به نوع دوستی: احساس کامل و پر محتوایی است که از طریق توجه، تأثیر، دلگرمی و سپاسگزار برای همکاران ارائه می‌شود (فرای، 2003). عشق به نوع دستی می‌تواند احساسات مضری همچون ترس، خشم و ناتوانی را در کارکنان کاهش دهد.

کار معنی دار: در نظریه رهبری معنوی فرای (2003)، مفهوم معناداری به اعضای سازمان اشاره دارد و کارکنان بر این باورند که کارهایی که انجام می‌دهند برای آنها مهم و معنی دار هستند و در زندگی مردم تغییر ایجاد می‌کنند.

عضویت: این یک واقعیت است که مردم دوست دارند به بخشی از گروه حیاتی و بزرگتر تعلق داشته باشند. کارکنان مایل به کار در محیطی هستند که رهبران آن را تشویق و تحسین می‌کنند در حقیقت، این احساس عضویت سبب ایجاد یک محیط دوستانه برای توسعه بین همکاران و تسهیل روابط بین رهبران و کارمندان می‌شود (فرای، 2003؛ 715).

تعهد: رهبری معنوی باعث افزایش وفاداری و تعهد کارمندان به سازمان می‌شود (فرای، 2003).کارکنان از رهبران معنوی انگیزه می‌گیرند و تعهدشان به سازمان بیشتر می‌شود و در نهایت رضایت شغلی افزایش خواهد یافت.

بازخورد: فرای (2003) اشاره می‌کند که رهبری نقش مهمی در افزایش رضایت شغلی و بهره وری دارد و رهبران معنوی علاوه بر دست آوردهای شخصی، بهره وری سازمان را به عنوان بازخورد ترغیب می‌کنند.

 

 

 

تعهد سازمانی

معناداری

چشم انداز

ایمان

عشق به نوع دوستی

عضویت

زندگی درونی

رهبری معنوی

دستاورد معنوی

بازخورد

مدل رهبری معنوی (فرای[11] 2012)

 

نظریه رهبری فرای که مدل علّی رهبری معنوی را نشان می‌دهددر شکل زیر نشان داده شده است که شامل ابعاد تحقیق می‌باشد و به طور کلی شامل: رهبری معنوی، دستاوردهای معنوی و بازخورد هست (فرای و ساحرشن[12]، 2012؛ 286).

 بار خدا و همکاران (1396) در پژوهشی تحت عنوان، تاثیر عوامل ساختاری رهبری معنوی مدیران مدارس بر معنویت در سازمان با نقش میانجی عدالت سازمانی در بین دبیران، به این نتیجه رسیدند که عوامل ساختاری رهبری معنوی و عدالت سازمانی بر معنویت در کار دبیران تاثیر دارد و عدالت سازمانی نقش میانجی در رابطه بین عوامل ساختاری رهبری معنوی و معنویت در کار دبیران دارد.

 گیلانی و همکاران (1394) در پژوهشی با عنوان، رابطه معنویت در محیط کار و عزت نفس سازمانی، وجود رابطه بین ابعاد سه گانه معنویت در محیط کار با عزت نفس سازمانی تایید کردند.

نظرپوری و همکاران (1391) در تحقیقی با عنوان تأثیر رهبری معنوی و عدالت سازمانی بر کیفیت زندگی کاری، داده‌های تحقیق بر اساس تکنیک مدل سازی معادلات ساختاری مورد تحلیل قرار دادند و تمام فرضیه‌ها در سطح اطمینان %95درصد تأیید شدند.

صالحی صدقیانی و همکاران (2012) در مقاله خود با عنوان معنویت در محل کار و نقش آن در عدالت سازمانی، تاثیر معنویت در سطوح مختلف فرد، فضای کاری و سازمانی برای یک مطالعه موردی در دنیای واقعی مطالعه کردند. نتایج بررسی این مقاله نشان می‌دهد که معنویت میتواند به طور قابل توجهی بر سازمان در سطوح مختلف تأثیر بگذارد.

فاطمی و اصفهانی (1393) در بررسی خود با عنوان بررسی نقش واسط عدالت سازمانی در رابطه بین معنویت در محیط کار و تعهد سازمانی، نتایج تحقیق شان، حاکی از تاثیر مثبت معنویت در محیط کار و عدالت سازمانی بر تعهد سازمانی می‌باشد. همچنین، عدالت سازمانی به عنوان متغیر واسط، مورد تایید قرار گرفت که نشان دهنده اثر تقویت کنندگی رابطه مثبت بین معنویت و تعهد سازمانی است.

میلمن[13] و همکاران (2003) در مقاله ای با عنوان، معنویت محل کار و نگرش کارمند کارکنان، نتایج تجزیه و تحلیل را مورد بحث قرار می‌دهد، و نشان می‌دهد که هر یک از سه بعد معنویت مورد استفاده در تحقیق، ارتباط معنی داری با دو یا بیشتر از پنج متغیر نگرش شغلی مورد بررسی دارد. این مقاله با تعدادی از مفاهیم و رویکردهای تحقیقاتی برای مدیران دانشگاهی و مدیران کسب و کار، از جمله نیاز به تحقیق در مورد تاثیر جامع معنویت در کار بر روی افراد و سازمان‌ها را نتیجه می‌گیرد.

کو کئو[14] و همکاران (2013) در پژوهشی با عنوان بررسی رابطه بین اعتماد سازمانی، عدالت سازمانی و معنویت سازمانی، با استفاده از پرسشنامه و نرم افزار معادلات ساختاری، رابطه بین اعتماد سازمانی با عدالت سازمانی و معنویت سازمانی را تایید کردند.

کراسمن[15] (2010). در مقاله ای تحت عنوان، مفهوم سازی رهبری معنوی در زمینه سازمانی و ارتباط آن با رهبری تحول گرایانه، خدمتگزار و رهبری محیطی نتیجه می‌گیرد که زمینه مشترک بین رهبری معنوی و دیگر نظریه‌های مبتنی بر ارزش وجود دارد، درک مفاهیم نظری رهبری معنوی در ارتباط با نظریه‌های رهبری دیگر ضروری است.

پت چاسوانگ[16] و مسلن[17] (2017) در تحقیق خود با عنوان، معنویت در محل کار، مراقبه ذهنی و مشارکت در کارسطح به این نتیجه رسیدند معنویت در محل کار و مشارکت در کار، در سازمان هایی که دوره‌های مدیتیشن را ارائه می‌دهند بالاتر از سازمان هایی است که این دوره را ارائه نمی کنند. علاوه بر این، مراقبه ذهنی ارتباط معناداری با معنویت و مشارکت در محل کار دارد و معنویت در محل کار به طور کامل رابطه بین مراقبه و مشارکت در کار را مدون می‌کند.

 ناسین[18] و درایس[19] (2011) با تزریق معنویت در محیط کار می‌توان تعهد عاطفی کارکنان را ارتقاء بخشید (گیلانی و همکاران، 1394).

 الیو[20] و پاتیل[21] (2012) در بررسی رابطه بین عزت نفس سازمان و بروز فرسودگی: یک تجزیه و تحلیل مقدماتی، به این نتیجه رسیدند که سه بعد فرسودگی شغلی یعنی خستگی عاطفی، انحصار طلبی و کاهش دستاورد شخصی، منجر به کاهش عزت نفس سازمانی می‌شود.

با توجه به مبانی نظری و تجربی، مدل مفهومی و فرضیه‌های پژوهش به شکل زیر ارائه می‌گرد.

 

فرضیه اول: رهبری معنوی بر معنویت در کار به طور مستقیم تاثیر دارد.

فرضیه دوم: رهبری معنوی بر معنویت در کار به طور غیر مستقیم با میانجی گری متغیر عدالت سازمانی تاثیر دارد.

فرضیه سوم: رهبری معنوی بر معنویت در کار به طور غیر مستقیم با میانجی گری متغیر عزت نفس سازمانی تاثیر دارد.

فرضیه چهارم: متغیر رهبری معنوی بر عدالت سازمانی تاثیر دارد.

فرضیه پنجم: متغیر رهبری معنوی بر عزت نفس سازمانی تاثیر دارد.

فرضیه ششم: متغیر عدالت سازمانی بر معنویت در کار تاثیر دارد

فرضیه هفتم: عزت نفس سازمانی بر معنویت در کار تاثیر دارد.

فرضیه هشتم: عدالت سازمانی بر عزت نفس سازمانی تاثیر دارد.

فرضیه نهم: رهبری معنوی بر عزت نفس سازمانی با میانجی گری عدالت سازمانی تاثیر دارد.

 

 

 

 

چشم انداز

نوع دوستی

ایمان/ امید

معناداری

عضویت

تعهد سازمانی

بازخورد

رهبری معنوی

عدالت

معنویت

عزت نفس

کار معنی دار

اجتماعی بودن

همسویی ارزش

توزیعی

مراوده ای

رویه ای

شکل 1: مدل مفهومی پژوهش

(منابع مدل مفهومی شامل: مدل رهبری معنوی فرای 2005 با هفت بُعد، مدل معنویت در محیط کار میلیمن 2003 با سه بُعد، مدل عدالت سازمانی مورهن و نیهوف1993 با سه بُعد و عزت نفس سازمانی پیرس و همکاران 1989 می‌باشد).

 

 

روش شناسی پژوهش

این تحقیق با هدف کاربردی و با روش توصیفی – همبستگی با استفاده از مدل یابی معادلات ساختاری است که ساختار علَی مستقیم و غیر مستقیم متغیرها را بررسی می‌کند. جامعه آماری این تحقیق حدودا 1160 از دبیران شهرستان نقده می‌باشند که با استفاده از روش نمونه گیری تصادفی طبقه بندی شده و براساس نتایج حاصل از فرمول کوکران، اندازه ی نمونه 289 نفر انتخاب شده است.

جهت سنجش سازه رهبری معنوی از پرسشنامه فرای و همکاران (2005) با پایایی (93/0)، شامل ابعاد (چشم انداز، نوع دوستی، ایمان و امید، معناداری، عضویت، تعهد و بازخورد)، برای سازه معنویت در کار از پرسشنامه میلیمن و همکاران (2003) با پایایی (84/0)، شامل ابعاد (کار معنی دار، اجتماعی بودن و همسویی با ارزش‌های سازمان)، پرسشنامه عدالت سازمانی براساس مدل نیهوف و مورهن (1993) با پایایی (88/0) شامل سه بُعد (عدالت مراوده ای، عدالت توزیعی و عدالت رویه ای) و پرسشنامه عزت نفس سازمانی پیرس و همکاران (1989) با پایایی (88/0) تدوین شده است. آمار استنباطی، پایایی و روایی در روش مدل یابی معادلات ساختاریSMART PLS3، شامل بخش اندازه گیری و بخش مدل ساختاری می‌باشد. برای بررسی برازش مدل اندازه گیری از پایایی شاخص، روایی همگرا، روایی واگرا استفاده شد. پایایی شاخص توسط سه معیار شامل آلفای کرونباخ، پایایی ترکیبی (cr )یاrho و ضرایب بار عاملی مورد سنجش واقع می‌گردد. روایی همگرا با معیار AVE)) و روایی واگرا با جدول فورنل و لارکر ارزیابی شد. برای ارزیابی برازش بخش ساختاری از ضرایب معناداری Z (مقادیرT – values )، معیار R Squares یا R²، معیارQ² (stone- Geisler criterion )، معیار اندازه تاثیر (f²)، آماره شدت تاثیرمیانجی (VAF) و معیارGOF برای برازش مدل کلی مورد بررسی قرار گرفت. برای بخش آمار توصیفی از نرم افزار spss23 استفاده شده است.

 

برازش مدل اندازه گیری: معیارهای پایایی شاخص

بارعاملی: بارهای عاملی از طریق محاسبه میزان همبستگی شاخص‌های یک سازه با آن سازه محاسبه می‌شود، ملاک برای مناسب بودن بارعاملی برابر یا بیشتر از 4/0 می‌باشد. نکته مهم اینست که اگر محقق پس از محاسبه بار عاملی بین سازه و شاخص‌های آن با مقادیری کمتر از 4/0 مواجه شد، باید آن شاخص‌ها را اصلاح نموده یا از مدل پژوهش خود حذف کند (داوری، رضازاده، 1395: 80). در جدول1، بعد از حذف سوال 4 مربوط به مولفه عشق به نوع دوستی، سوال 13 مربوط به مولفه عدالت توزیعی، سوال 7 مولفه اجتماعی بودن و سوال 16 مربوط به مولفه همسویی با ارزش‌های سازمانی به دلیل بارعاملی پایین حذف شدند، بقیه شاخص‌ها بار‌های عاملی 4/0 به بالاتر دارندکه نشان از مناسب بودن این معیار و پایایی مدل اندازه گیری دارد.

 

 

جدول1: مقادیر بارعاملی، آلفای کرونباخ، پایایی ترکیبی و AVE

شاخص	بار عاملی	بَعد	آلفا	پایایی ترکیبی	AVE
L1	0/80	چشم انداز	77/0	0/86	0/68
L2	0/85
L3	0/83
L5	0/66	عشق به نوع دوستی	0/80	0/86	0/56
L6	0/60
L7	0/79
L8	0/83
L9	0/84
L10	0/77	ایمان/ امید	0/74	0/85	0/66
L11	0/84
L12	0/82
L13	0/86	معنا داری	0/81	0/89	0/73
L14	0/86
L15	0/83
L16	0/87	عضویت	0/75	0/86	0/67
L17	0/78
L18	0/80
L19	0/87	تعهد سازمانی	0/83	0/89	0/67
L20	0/86
L21	0/84
L22	0/68
L23	0/89	باز خورد	0/80	0/88	0/72
L24	0/91
L25	0/73
J1	0/87	عدالت رویه ای	0/90	0/92	0/67
J2	0/86
J3	0/76
J4	0/80
J5	0/86
J6	0/73
J7	0/87	عدالت توزیعی	0/91	0/93	0/70
J8	0/91
J9	0/86
J10	0/90
J11	0/75
J12	0/71
J14	0/50	عدالت مراوده ای	0/86	0/90	0/56
J15	0/80
J16	0/90
J17	0/81
J18	0/47
J19	0/75
J20	0/99
D1	0/78	عزت نفس سازمانی	0/89	0/90	0/51
D2	0/78
D3	0/80
D4	0/83
D5	0/84
D6	0/79	عزت نفس سازمانی
D7	0/54
D8	0/51
D9	0/71
D10	0/43
S1	0/76	کار معنی دار	0/83	0/88	0/54
S2	0/75
S3	0/72
S4	0/75
S5	0/73
S6	0/71
S8	0/40	اجتماعی بودن	0/84	0/89	0/58
S9	0/63
S10	0/89
S11	0/89
S12	0/80
S13	0/82
S14	0/90	هم سویی با ارزش‌های سازمان	0/88	0/91	0/60
S15	0/49
S17	0/84
S18	0/91
S19	0/59
S20	0/67
S21	0/91

 

 

آلفای کرونباخ: آلفای کرونباخ معیاری کلاسیک برای سنجش پایایی و سنجه ای مناسب برای ارزیابی پایداری درونی (سازگاری درونی) محسوب می‌گردد. آلفای کرونباخ بالاتر از 0/7نشانگر پایایی قابل قبول است (داوری، رضازاده1395 : 79). آلفای کرونباخ هر کدام از مولفه‌ها و سازه‌ها در جدول1، نشان از مناسب بودن این معیار و پایایی مدل دارد.

پایایی ترکیبی (CR):در صورتی که مقدار CR برای هر سازه بالای 0/7 باشد نشان از پایداری درونی مناسب برای مدل اندازه گیری دارد. مقادیر CR سازه‌ها معیار واقعی تر و دقیق تری نسبت به آلفای کرونباخ دارند (داوری، رضازاده، 1395: 80). در جدول شماره 1 مقادیر بالای 0/8 در همه سازه‌ها نشان از پایداری درونی مناسب مدل اندازه گیری دارد. برای محاسبه CR سازه‌های مرتبه دوم در ابتدا واریانس خطای اندازه گیری مربوط به سازه‌های مرتبه اول را محاسبه می‌کنیم. نتایج محاسبه دستی پایایی ترکیبی برای سازه‌های مرتبه دوم به شکل زیر به دست آمد.  

 

 

=0/76	=(عدالت سازمانی)CR
= 0/91	=(رهبری معنوی)CR
0/80 =  =	= (معنویت در کار) CR

 

 

 

 روایی همگرا: معیار دوم برای برازش مدل اندازه گیری، معیار AVE می‌باشد که میزان همبستگی یک سازه با شاخص‌های خود را نشان می‌دهد و مقدار بحرانی آن عدد 0.5 است. به عبارتی AVE بالای 5/0 روایی همگرای قابل قبول رانشان می‌دهد (لاتان، هینکی؛ نورآینا، رملی، 2017). در مورد سازه‌های مرتبه دوم و بالاتر معیار AVE برای این سازه‌ها باید به صورت دستی و جداگانه گزارش شوند (داوری، رضازاده، 1395، 88). درجدول شماره1 مقادیرAVE مربوط به هر مولفه نشانگر برازش مناسب مدل اندازه گیری است. مقادیر اشتراکی برای سازه‌های مرتبه دوم رهبری معنوی، عدالت سازمانی و معنویت در کار از مربع ضرایب بار عاملی شاخص‌های مربوط به هر بُعد به شکل زیر محاسبه می‌شود.

² (0/69)، ² (0/81)، ² (0/80)، ² (0/78)، ² (0/87)، ² (0/80)، ² (0/74)=مولفه‌های رهبری معنوی

² (0/71)، ² (0/79)، ² (0/63)= مولفه‌های عدالت سازمانی

² (0/57)، ² (0/81)، ² (0/86)=مولفه معنویت در کار

0/60= = )رهبری معنوی) AVE

0/503 =  = ) عدالت سازمانی) AVE

 0/573=  =) معنویت در کار)AVE

 

 

جدول2 : ) روایی واگرا)

اجتماعی بودن

ایمان /امید

بازخورد

تعهد سازمانی

عدالت توزیعی

عدالت رویه ای

عدالت مراوده ای

عزت نفس سازمانی

عشق به نوع دوستی

عضویت

معناداری

همسویی با ارزش سازمان

چشم انداز

کار معنی دار

اجتماعی بودن

0/76

ایمان /امید

0/72

0/81

بازخورد

0/35

0/45

0/85

تعهدسازمانی

0/45

0/57

0/66

0/82

عدالت توزیعی

0/22

0/25

0/30

0/26

0/84

عدالت رویه ای

0/18

0/28

0/17

0/24

0/27

0/82

عدالت مراوده

0/25

0/19

0/26

0/27

0/33

0/17

0/75

عزت نفس

0/29

0/36

0/45

0/44

0/35

0/15

0/40

0/71

نوع دوستی

0/19

0/77

0/40

0/46

0/18

0/15

0/15

0/27

0/75

عضویت

0/44

0/63

0/52

0/66

0/33

0/31

0/28

0/37

0/49

0/82

معناداری

0/44

0/61

0/54

0/64

0/32

0/21

0/25

0/39

0/46

0/66

0/85

همسویی با ارزش سازمان

0/15

0/30

0/19

0/21

0/22

0/38

0/30

0/22

0/16

0/26

0/22

0/78

چشم انداز

0/73

0/75

0/30

0/41

0/22

0/20

0/11

0/23

0/74

0/45

0/39

0/22

0/83

کار معنی دار

0/62

0/63

0/36

0/47

0/30

0/21

0/26

0/64

0/59

0/44

0/41

0/26

0/75

0/74

 

 

روایی واگرا: سومین معیار سنجش برازش مدل اندازه گیری در PLS شامل روایی واگرا می‌باشد. در مدل یابی معادلات ساختاری روایی واگرا با استفاده از روش فورنل و لارکر سنجیده شد.روایی واگر در ماتریس فورنل و لارکر میزان همبستگی یک سازه با شاخص هایش در مقایسه رابطه آن سازه با سایر سازه‌ها مشخص می‌کند (داوری، رضازاده :1395: 85). مطابق ماتریس جدول 2، مقدار جذر AVE تمامی متغیرهای مرتبه اول از مقدار همبستگی متغیرها با یکدیگر بیشتر است که این امر روایی واگرای مناسب و برازش خوب مدل اندازه گیری را نشان می‌دهد.

 

یافته ها

معیار R²یاR Squares (تاثیر یک متغیر برون زا بر یک متغیر درون زا): دومین معیار برای برازش مدل ساختاری در یک پژوهش، ضرایب R²مربوط به متغیرهای درون زای مدل است که نشان از تاثیر یک متغیر برون زا بر یک متغیر درون زا دارد و سه مقدار 0/19، 0/33 و 0/64 به عنوان ملاک برای مقادیر کوچک، متوسط و قوی R² در نظر گرفته می‌شود (داوری ؛رضازاده، 1395: 146). با توجه به خروجی حاصل از فرمان PLS Algorithm، در جدول 3 مقادیرR² مشخص شده است. تاثیر متغیر برون زای رهبری معنوی بر متغیر درون زای معنویت در کار، عدالت سازمانی و عزت نفس سازمانی به ترتیب معادل 0/47، 0/17 و 0/27 می‌باشد. که حکایت از برازش مناسب مدل ساختاری دارد.

معیار اندازه تاثیر (f²): توسط کوهن (1988) معرفی شد که شدت رابطه میان سازه‌های مدل را تعیین می‌کند. هرچه این معیار بیشتر باشد شدت بالای تاثیر را نشان می‌دهد. مقادیر 0/02، 0/15 و 0/35 به ترتیب نشان از اندازه تاثیر کوچک، متوسط و بزرگ یک سازه بر سازه دیگر است. میزان تاثیر متغیرها بر یکدیگر در جدول3 آورده شده است که نشان از برازش مناسب مدل ساختاری پژوهش دارد.

 

جدول 3: نتایج برازش مدل ساختاری

مسیر /سازه	R 2	Q2	f2
F2 (رهبری معنوی بر معنویت در کار)	0/ 47	0/14	97/0
F2 (رهبری معنوی بر عدالت سازمانی)	0/17	0/04	23/0
F2 (رهبری معنوی برعزت نفس سازمانی)	0/27	0/10	12/0
F2 (عدالت سازمانی بر معنویت در کار)	0/44	0/14	04/0
F2 (عزت نفس سازمانی بر معنویت در کار)	0/47	0/14	09/0
F2 (عدالت سازمانی بر عزت نفس سازمانی)	0/27	0/10	11/0

 

معیار Q²(stone – Geisler criterion): این معیار، شدت قدرت پیش بینی مدل در مورد سازه‌های درون زا که شاخص هایی از نوع انعکاسی دارند را مشخص می‌سازد و مقدار آن شامل 0/02، 15/0 و 35/0 که به ترتیب قدرت پیش بینی کوچک، متوسط و قوی می‌باشد (داوری ؛رضازاده، 1395: 96). مطابق جدول 3حاصل از فرمان Blindfolding، قابلیت پیش بینی مدل برای متغیر‌های میانجی و برازش مناسب مدل ساختاری را نشان می‌دهد.

بررسی ضرایب معناداری Z (مقادیر T-values) فرضیه ها: در برازش مدل ساختاری با استفاده از ضرایب معناداری Z، مقدار این ضرایب در خروجی فرمان Bootstrapping اگر از 96/1 بیشتر باشد می‌توان در سطح اطمینان 95% معنادار بودن مسیر را تایید ساخت (داوری، رضازاده :1395: 154). در مدل زیر ضریب معناداری مسیر میان متغیر رهبری معنوی با معنویت در کار، عدالت سازمانی و عزت نفس سازمانی حاکی از معنی دار بودن تاثیر رهبری معنوی بر متغیر وابسته و میانجی در سطح اطمینان 95% می‌باشد که منجربه تایید فرضیه‌ها می‌شود. نتایج فرضیه‌های تحقیق در شکل 3، بررسی فرضیه‌های پژوهش ارائه شده است.

3) برازش مدل کلی (GOF): این معیار مریوط به بخش کلی مدل‌های معادلات ساختاری است. محقق می‌تواند پس از بررسی بخش اندازه گیری و بخش ساختاری مدل کلی پژوهش خود، برازش بخش کلی را نیز کنترل نماید. این معیار طبق فرمول زیر محاسبه می‌شود:

 

 

Communalities میانگین مقادیر اشتراکی هر سازه می‌باشد وR² نیز مقدار میانگین مقادیر R Square سازه‌های درون زای مدل است. مقادیراشتراکی متغیرهای پنهان مرتبه اول در جدول زیر به عنوان خروجی نرم افزار حاصل شده. نکته حائز اهمیت این است که نباید مقادیر اشتراکی متغیرهای پنهان مرتبه دوم را در محاسبه دخیل نمود (داوری؛رضازاده، 1395: 96). برای محاسبه تاثیر متغیر برون زا بر متغیر درون زا، تمامی متغیرهای پنهان درون زای مدل اعم از مرتبه اول و دوم مد نظر قرار می‌گیرد و مقادیر میانگین آنها محاسبه می‌گردد (داوری ؛رضازاده، 1395: 184).

 

 =0/ 507

 

با توجه سه معیار 0/01، 0/25 و 0/36 به عنوان مقادیر ضعیف، متوسط و قوی برای برازش مدل کلی، حاصل شدن عدد 0/507 نشان از برازش مناسب و تایید مدل دارد.

 

بررسی ضرایب استاندارد شده مسیرهای مربوط به فرضیه ها

ضریب معناداری مسیر میان رهبری معنوی با متغیر‌های پنهان نشان داد که تاثیر رهبری معنوی بر معنویت در کار، عدالت سازمانی و عزت نفس سازمانی مثبت و معنادار است. ضریب استاندارد شده

 

 

 

چشم انداز

نوع دوستی

ایمان/ امید

معناداری

عضویت

تعهد سازمانی

بازخورد

رهبری معنوی

عدالت

معنویت

عزت نفس

کار معنی دار

اجتماعی بودن

همسویی ارزش

توزیعی

مراوده ای

رویه ای

0/71(14/5)

0/79(20/6)

0/63(9/6)

0/42(7/06)

0/14(3)

0/18(3/02)

0/33(4/44)

0/63(12/21)

0/30(4/34)

0/86(43)

0/81(22)

0/57(7)

0/74(12)

0/80(19)

0/87(44)

0/78(23)

0/69(15)

0/81(25)

0/80(34)

شکل3: مدل نهایی حاصل از خروجی نرم افزار

 

 

 

جدول4: بررسی فرضیه‌های پژوهش

فرضیه	ضریب مسیر	آماره t	نتیجه آزمون
1. رهبری معنوی تاثیرمستقیم و معناداری بر معنویت در کار دارد.	63/0	21/12	تائید فرضیه
2. رهبری معنوی تاثیر معناداری بر عدالت سازمانی دارد.	42/0	06/7	تائیدفرضیه
3. رهبری معنوی تاثیر معناداری بر عزت نفس سازمانی دارد.	33/0	44/4	تائید فرضیه
4. عدالت سازمانی بر معنویت در کار تاثیر دارد.	14/0	34/4	تائید فرضیه
5. عزت نفس سازمانی بر معنویت در کارتاثیر دارد.	18/0	02/3	تایید فرضیه
6. عدالت سازمانی بر عزت نفس سازمانی تاثیر دارد.	30/0	3	تایید فرضیه

 

 

مسیر میان متغیرهای برون زای رهبری معنوی با متغیردرون زای معنویت در کار بیانگر این مطلب است که 63 درصداز تغییرات متغیر معنویت در کار به طور مستقیم توسط رهبری معنوی تبیین می‌شود. با توجه به مدل نهایی حاصل از خروجی نرم افزار در شکل3، جدول بررسی فرضیه‌های پژوهش در جدول 4 ارائه شده است.

برای بررسی نقش میانجی متغیرهای عدالت سازمانی و عزت نفس سازمانی باتوجه به تایید تاثیر مسیرهای 2و 4برای میانجی گری عدالت سازمانی، 3و 5 برای میانجی عزت نفس سازمانی درجدول 5 وجود نقش میانجی برای هر دو متغیر عدالت سازمانی و عزت نفس سازمانی قابل قبول است.

همچنین نقش میانجی عدالت سازمانی برای تاثیر رهبری معنوی بر عزت نفس سازمانی با توجه به تایید مسیرهای 2و 6 قابل قبول است.

 برای تعیین شدت متغیر میانجی تحقیق از آماره واریانس محاسبه شده VAF استفاده می‌شود که مقداری بین 0 و 1 را اختیار می‌کند و هرچه این مقدار به یک نزدیک باشد نشان از تاثیر قوی متغیر میانجی دارد و طبق فرمول زیر محاسبه می‌شود.

VAF=

حاصل شدن 085/0 به این معنا است که 085/0 از اثر کل رهبری معنوی بر معنویت در کار با میانجی گری متغیر عدالت سازمانی تبیین می‌شود.

این مقدار برای متغیر میانجی عزت نفس سازمانی نیز به شکل زیر است.

VAF=

یعنی 086/0 از اثر کل رهبری معنوی بر معنویت در کار با میانجی گری متغیر عزت نفس سازمانی تبیین می‌شود.

 

بحث و نتیجه گیری

وقتی کار برای کارمندان معنی دار است، با اشتیاق کار خود را انجام می‌دهند، چرا که اهمیت کار برای آنها قابل درک است و کارکنان احساس مفیـد بـودن در سازمان را دارند. هنگـامی کارکنـان بـا ارزشهای سازمان همسو هستند، خود را عضوی از سـازمان می‌دانند و ارزش‌های سـازمان برای آنان مهم و ارزشمند هست. احساس همبستگی با دیگران (اجتماعی بودن)یکی از مهمترین ابعاد معنویت در محیط کار است که نقش مهمی در سلامت ذهن و روان دارد.

فرضیه اول: رهبری معنوی تاثیرمستقیم و معناداری بر معنویت در کار با ضریب مسیر 63/0 و مقدار T=12/21 دارد. یافته این تحقیق با مطالعه غفاری و رستم نیا (1395) مبنی بر اینکه مولفه رهبری معنوی با انگیزش مبتنی بر معنویت رابطه مثبت و معناداری دارد و این دو مؤلفه نیز بر رضایت شغلی و عملکرد سازمانی اثرگذار است، همسویی هایی را نشان می‌دهد. همچنین فرای و اسلوسم (2008)در مطالعه خود نشان دادند رهبری معنوی از طریق ترسیم ایمان به یک چشم انداز و فرهنگ تعالی، بصورت مثبت و شایان توجهی بر رفاه معنوی و متغیرهای عملکرد سازمانی و توانمندی کارکنان تاثیر می‌گذارد که با نتایج همخوانی دارد. بنابراین با تقویت رهبری معنوی، می‌توان معنویت در محیط کار را بهبود بخشید.

فرضیه دوم: متغیر رهبری معنوی به طور غیر مستقیم با میانجی گری عدالت سازمانی به میزان 0/05 بر معنویت در کار تاثیر دارد (ضریب مسیر0/42*0/14). که با نتایج تحقیق، بارخدا و همکاران (1396) مبنی بر اینکه اثر رگرسیونی مستقیم رهبری معنوی بر معنویت در کار برابر با (67/.)، اثر رگرسیونی غیرمستقیم آن برابر با (13/0) و اثر رگرسیونی کلی رهبری معنوی بر معنویت در کار برابر با (80/0) بود. بنابراین می‌توان گفت که عوامل ساختاری رهبری معنوی و عدالت سازمانی بر معنویت در کار دبیران تاثیر دارد و عدالت سازمانی نقش میانجی در رابطه بین عوامل ساختاری رهبری معنوی و معنویت در کار دبیران دارد. همسو می‌باشد. در واقع عدالت بیشتر، باعث می‌شود کارکنان فکر کنند که رفتار عادلانه ای وجود دارد.

فرضیه سوم: متغیر رهبری معنوی به طور غیر مستقیم با میانجی گری عزت نفس سازمانی به میزان 0/06 بر معنویت در کار تاثیر دارد (ضریب مسیر0/33*0/18). این یافته با نتایج تحقیق گیلانی و همکاران (1394) و گل وردی (1392) که در آن رابطه معنویت در محیط کار با عزت نفس سازمانی تایید شده هم راستا می‌باشد.

فرضیه چهارم: تاثیر متغیر رهبری معنوی بر عدالت سازمانی با ضریب مسیر 0/42 و مقدار T=7/06 تایید شد.این یافته با تحقیق با خدا و همکاران (1396)، تقی زاده و شکری (1392) و لوییس دبیلو فرای وهمکاران (2011) و ماروین و مارشال (2003) هم راستا می‌باشد.

فرضیه پنجم: تاثیر متغیر رهبری معنوی بر عزت نفس سازمانی با ضریب مسیر 0/33 و مقدار T=4/44 تایید شد. با تأیید تأثیر رهبری معنوی بر عزت نفس سازمانی، می‌توان اذعان کرد که نگرش مدیران به معنویت، می‌تواند به عزت نفس کارکنان در سازمان کمک نموده، در نتیجه بهبود در عملکرد کلی سازمان از این طریق، قابل انتظار است.

فرضیه ششم: تاثیر متغیر عدالت سازمانی بر معنویت در کار با ضریب مسیر 0/14 و مقدارT=3 تایید شد. باید به بحث معنویت در محیط توجه جدی داشته و برای بهبود آن تلاش کرد. پایبندی به اصول و فلسفه اعتقادی باعث معنویت، وفاداری و همبستگی با ارزشهای معنوی سازمان وصیانت از آن می‌گردد. هنگامی که فرد به خدا اعتقاد دارد و آن را در تمام مراحل کاری و محیط کار حاضر و ناظر میداند میزان خدمت به هم نوع نیز افزایش می‌یابد. دراین راستا آموزه‌های دینی و معنویت در محیط کار باید بین کارکنان سازمان تقویت شود.

فرضیه هفتم: تاثیر عزت نفس سازمانی بر معنویت در کار با ضریب مسیر 0/18 و مقدارT=3/02 تایید شد.احساس مفید بودن یکی از مهم ترین شاخص‌های عزت نفس سازمانی است و این امر زمانیکه با ایمان و امید گره خورده باشد عاملی برای کار معنوی در سازمان خواهد بود. با تایید تاثیر عزت نفس سازمانی بر معنویت در محیط کار می‌توان با تقویت عزت نفس کارکنان به لحاظ ارزشهای معنوی، معنویت در محیط کاری را تقویت کرد.

فرضیه هشتم: تاثیر عدالت سازمانی بر عزت نفس سازمانی با ضریب مسیر 0/30 و مقدار T=4/34 تایید شد. بی عدالتی اثرات منفی در کارکنان یک سازمان می‌تواند داشته باشد، چرا که تلاش نیروی انسانی و بهبود عملکرد را تحت الشعاع قرار می‌دهد و موجب تضعیف روحیه کارکنان و تنزل روحیه تلاش و فعالیت در آن می‌شود، با توجه به تایید تاثیر عدالت سازمانی بر عزت نفس سازمانی، رعایت عدالت سازمانی رمز توسعه و پیشرفت سازمان وکارکنان و تقویت عزت نفس کارکنان خواهد بود.

فرضیه نهم: دو ضریب مسیر 0/33و 0/30 نشان می‌دهد که متغیر رهبری معنوی به طور غیر مستقیم و از طریق متغیر میانجی عدالت سازمانی، به میزان 10/0، (33/0*30/0) بر عزت نفس سازمانی تاثیر دارد. همچنین با تایید مقدار T در هر دو مسیر که بیشتر از 96/1 می‌باشد تاثیر غیر مستقیم رهبری معنوی بر عزت نفس سازمانی از طریق متغبر میانجی عدالت سازمانی در سطح اطمینان 95% تایید می‌گردد.

 

پیشنهادات

رهبری معنوی می‌تواند انگیزش نسبت به معنویت در محیط کار را افزایش دهد، دبیران باید با فراگیری و اجرای مولفه‌های رهبری معنوی در محیط کارشان، توانمندی، معنویت و انگیزش را در دانش آموزان خود را تقویت کنند چرا که ترسیم اهداف و چشم انداز برای فراگیران در مدارس منجر به ایجاد تصویر مثبت از آینده و احساس شایستگی و موثر بودن تلاش هایشان در رسیدن به اهداف شخصی و ملی خواهد شد.

کارکنان و معلمان، اگر احساس کنند که نسبت به آنها و نیازهایشان توجه نشان داده می‌شود و از زحماتی که در جهت پرورش نسل آینده می‌کشند قدردانی می‌شود و دارای جایگاه مهم و ارزشمندی در جامعه و سازمان هستند، خود را بیشتر وقف این مهم خواهد کرد و عزت نفس آنها افزایش خواهد یافت، لذا سازمان در این راستا باید تلاش بیشتری بکند.

رهبری معنوی در ایجاد محیط عدالت محور برای دبیران و دانش آموزان نقش بسیار مهمی دارد. دبیران با شناسایی و تقویت استعدادهای درخشان و توسعه صفات انسانی از جمله ایمان و امید، عشق به نوع دوستی، روابط انسانی سالم و غیره در دانش آموزان، افرادی با صفات رهبری معنوی را برای آینده پرورش دهند.

---

[1]Ahmad

[2]Omar

[3]Ashmos

[4]Duchon

[5] Kakabadse et al

[6]Milliman et al

[7]Elloy

[8]Patil

[9] Hoppe   

[10]Fry

[11]Fri

[12] Sahertion

[13]Milliman et al

[14]Ku kuo et al

[15]Crossman

[16]Pet chesawang

[17]Mclean

[18]Nasin

[19]Doris

[20]Elloy

[21]Patil

مراجع

Quran.

 Azar, Adel; Ali Pour Darvishi, Zahra; Danaee Fard, Hassan (2010). A fuzzy approach to the perception of justice within the framework of the fairness theory of the Bank of Malta. Teacher Training. 3: pp. 61 to 89. (Persian)

Abdolreza, Miri, Sabzikaran, Simael (2011). Investigating the Factors Affecting the Human Resources Empowerment of the National Iranian Oil Products Distribution Company (Tehran Region). Development Management Magazine, p. 49; p. 49-56. (Persian)

 Ashmos, D; Duchon, D (2000). Spirituality at work A Conceptualization and Measure. Journal of o management INQVIRY; Vol. 9, No. 2; PP.134-1145.

 Ahmad, A. Omar, Z (2014).Reducing Deviant Behavior through Workplace Spirituality and Job Satisfaction. Asian Social Science; Vol. 10, No. 19; PP.107-112.

Barkhodha, Seyyed Jamal, Asadi, Mohammad and Amjadzabrist, Mohammad (2017). The effect of structural factors of spiritual leadership of school principals on spirituality in organization with the role of mediator of organizational justice among teachers. Two School Management Quarterly. Article to be published. (Persian)

Crossman, J. (2010). Conceptualising spiritual leadership in secular organizational contexts and its relation to transformational, servant and environmental leadership. Leadership & Organization Development Journal, Vol. 31 Iss: 7, pp. 596 – 608.

Davari, Ali; Rezazadeh, Arash (2016). Structural Equation Modeling with PLS Software. Jihad University Press, Third Edition. (Persian)

Elloy, D. Patil ,V (2012). Exploring the Relationship between Organization-Based Self Esteem and Burnout: A Preliminary Analysis. International Journal of Business and Social Science Vol. 3 No. 9.PP283-288.

Fatemi, Seyyedeh Zahra. Moshbaki Esfahani, Asghar (2014). Investigating the role of organizational justice in the relationship between spirituality in the workplace and organizational commitment. Research Transformation Management,p.p29-48. (Persian)

Fry, L. W. (2003). Toward a theory of spiritual leadership. The Leadership Quarterly, 14 (6), 693–727. http://dx.doi.org/10.1016/j.leaqua.2003.09.001

 Fri, Ch. Sahertion, pieter (2012). The Spiritual Leadership Dimension In Relation to Other Value-Based Leadership in Organization. International Journal of Humanities and Social Science Vol. 2 No. 15,PP.284-290.

Farhange, Ali Akbar, Fatahi, Mehdi and Vasegh, Bahareh (2006). Spirituality in the workplace and its role in improving organizational citizenship behavior. Management culture, p. 13; pp. 5 to 36. (Persian)

Hassani, Mohammad; Heidarizadeh, Zahra and Ghasemzadeh Alishahi, Abolfazl (2012). Investigating the Role and Effect of Islamic Ethics in Work and Organizational Culture on Job Satisfaction and Organizational Commitment among Ahwaz Shahid Chamran University Students. Two Journal of Islamic Management, p. 2; pp. 9 to 32. (Persian)

Hemmati, Gilani, Mahnaz, Hasanzadeh, Mohammad Sadegh and Monzavi, Fatemeh (2015). Study of the relationship between spirituality in the workplace and organizational self-esteem. Organizational Behavior Studies, pp. 1: pp. 51 to 74. (Persian)

 Hoppe, S. (2005). Spirituality and leadership, New Directions for Teaching and Learning. Vol. 2005 No. 4, Winter, pp. 83-92.

Ku Kuo, Yen. Hsien Kuo, Tsung. Ting Lin, Chien. Heng Lee , Yung. Lee Chang, Bang. Yueh Su, Ying. An Ho, Li (2013). A STUDY ON RELATIONSHIP AMONG ORGANIZATIONAL TRUST, ORGANIZATIONAL JUSTICE AND ORGANIZATIONAL
SPIRITUALITY. http://www.toknowpress.net/ISBN/978-961-6914-07-9/papers/S6_144-150.

Kakabadse, N . Kouzmin, A. Kakabadse, A. (2002) Spirituality and leadership praxis . Journal of Managerial Psychology : https://www.researchgate.net/publication/255649410 Vol. 17 Issue: 3, pp.165-182.

Majid, Roohollah Bagheri, Milani, Omid and Fallah Faramarzi, Mohsen (2017). The study of the role of mediator quality of work life on the relationship between spirituality in work and productivity of staff in higher education. Educational Management Innovations, p. 2; pp. 19 to 33. (Persian)

 Latan, H. Ramli, N. (2017). The Results of Partial Least Squares-Structural Equation Modelling Analyses (PLS-SEM): http://ssrn.com/abstract=2364191.

Milliman, J., Czaplewski, A.J., Ferguson, J. (2003). Workplace spirituality and employee work attitudes: An exploratory empirical assessment. Journal of Organizational Change Management, 16 (4), 426–447.

Nazpari, Amirushang; Sepahand, Rez a;Arefnezhad, Mohsen and Alizadeh, Mohammad (2012). The Impact of Spiritual Leadership and Organizational Justice on the Quality of Work Life. Quarterly Journal of Organizational Behavior Studies, Vol. 3: pp. 41-53. (Persian)

Nasina, M .D. Doris,K.P.P (2011). The workplace Spirituality and Affective
Commitment among Auditors in Big Four public Accounting Firm, Journal of
Global Management, Vol. 2 No.1, pp.216-266.

Porkiani, Masoud, Safdarian, Ali, Khayeri, Behnaz (2013). The Relationship between the Components of Emotional Intelligence among Employees of Isfahan University of Medical Sciences with Organizational Justice Dimensions. Journal of Health System Research . 1: p.p21 - 29. (Persian)

Pet chsawang, Pawinee. McLean, Gary N (2017). Workplace spirituality, mindfulness meditation, and work engagement. Journal of Management, Spirituality & Religion. P.p 216-244.

Rezaeian, Ali (2005). Expecting Justice and Justice in the Organization (Advanced Organizational Behavior). Tehran: Publication of the side. (Persian)

Salehi Sadaghiania, Jamshid. Beikzadb,Jafar. Jafaryb, Sackine. Saeid Ghorbannejad Malekib (2012). Spirituality at the workplace and its role on organizational justice. Management Science Letters, p.p391–396. (Persian)

Taghizadeh, Houshang, Shokri, Abdolhossein (2014). Investigating the Effect of Spiritual Leadership on Organizational Justice and Organizational Commitment of Ardebil Gas Company Employees. Journal of Research in Human Resource Management in Oil Industry, p. 19; p. 227 -255. (Persian)