تبیین نقش عدالت سازمانی ادراک‌شده بر رفتارهای مخرب ورزشکاران بر پایه ارزش‌های فرهنگی

نوع مقاله : مقاله پژوهشی

نویسندگان

1 دانشیار دانشکده روانشناسی و علوم تربیتی، دانشگاه آزاد اسلامی خوراسگان، اصفهان E-mail:drmgolparvar@gmail.com

2 کارشناسی ارشد، دانشگاه آزاد اسلامی خوراسگان، اصفهان(نویسنده مسئول)

3 کارشناسی ارشد دانشگاه آزاد خوارسگان اصفهان

4 کارشناسی ارشد، دانشگاه آزاد اسلامی خوراسگان، اصفهان

چکیده

این پژوهش با هدف بررسی نقش تعدیل‌کنندگی ارزش‌های فرهنگی (مادی‌گرایی و فاصله قدرت) در رابطه عدالت ادراک‌شده با رفتارهای مخرب ورزشکاران به مرحله اجرا درآمد. روش پژوهش، از نوع همبستگی و جامعه آماری آن، ورزشکاران باشگاه‌های لیگ‌های دسته اول کشوری در رشته‌های مختلف بودند. تعداد 264 نفر نیز که به صورت تصادفی ساده به عنوان نمونه آماری  انتخاب شدند، به پرسشنامه بی‌عدالتی توزیعی، پرسشنامه عدالت تعاملی، پرسشنامه عدالت رویه‌ای، پرسشنامه مادی‌گرایی، پرسشنامه فاصله قدرت و پرسشنامه رفتارهای مخرب ورزشکاران پاسخ دادند. داده‌های به دست آمده با استفاده از رگرسیون سلسله مراتبی تعدیلی، تحلیل شد و نتایج نشان داد که مادی‌گرایی، رابطه بی‌عدالتی توزیعی، عدالت رویه‌ای و عدالت تعاملی را با تلاش برای خروج یا تغییر باشگاه و رابطه بی‌عدالتی توزیعی را با غفلت و اعتراض پرخاشگرانه تعدیل می‌نماید. همچنین معلوم شد که فاصله قدرت، رابطه عدالت تعاملی با تلاش برای خروج یا تغییر باشگاه را تعدیل می کند. 

کلیدواژه‌ها


تبیین نقش عدالت سازمانی ادراک‌شده بر رفتارهای مخرب ورزشکاران بر پایه ارزش‌های فرهنگی

 

محسن گل پرور[1]

 زهرا جوادیان2

ساناز ستایش منش2

صفورا دهقان2

زهرا سادات مدنی[2]

 

 

 

مقدمه

ارزش‌های فرهنگی از زمره متغیرهایی محسوب می‌شوند که طی سال‌های اخیر توجهات زیادی را در حوزه‌های مختلف علوم نظیر جامعه‌شناسی، علوم سیاسی، روانشناسی و حتی علوم اقتصادی به خود جلب نموده اند. در واقع، ارزش‌های فرهنگی به باور بسیاری از محققان متغیرهایی هستند که قادرند تا بسیاری از پدیده‌های مختلف در سطح فرهنگ‌های مختلف را همراه با پیامدهای آن‌ها، تبیین کنند.(لی و کروپانزانو[3]، 2009؛ شائو[4]، 2011؛ تیبز[5]، 2011) شرایط خاص و تاریخی هر کشور یا ملتی، زمینه شکل‌گیری و ثبت اشکال خاصی از ارزش‌های مورد تأکید در فرهنگ ویژه همان کشور یا ملت را فراهم نموده است. (گلف‌اند، ارز و آیکان[6]، 2007؛ شوارتز[7]، 2008؛ کیرک‌من، چن، فار، چن و لوی[8]، 2009) به معنای دیگر ، شرایط جغرافیایی و گذشته تاریخی هر کشور یا ملتی، ارزش‌های فرهنگی مورد تأکید همان کشور یا ملت را به وجود آورده است. با این حال، بسیاری از ارزش‌های فرهنگی با شدت و ضعف در بین ملل و اقوام مختلف جنبه مشترک دارند. دو دسته از این ارزش‌های فرهنگی، مادی‌گرایی و فاصله قدرت است. (هافستد[9]، 1980؛ رایچنیز و داوسون[10]، 1992؛ شائو، راپ، اسکارلیسکی و جونز[11]، 2011)

مادی‌گرایی در فرهنگ لغات انگلیسی آکسفورد[12]، به عنوان گرایش به تمایلات و نیازهای مادی همراه با غفلت از مسائل معنوی و روحانی تعریف شده است.(گلف‌اند و همکاران، 2007؛ شوارتز، 2008؛ کیرک من و همکاران، 2009) در واقع، به باور رایچینز و داوسون (1992) افراد دارای گرایش بالا به مادی‌گرایی، تعلقات مادی را به عنوان شواهدی از موفقیت تلقی می نمایند و به همین دلیل تلاش زیادی نیز برای دستیابی به اشیای مادی از خود به خرج می‌دهند. به واسطه چنین گرایشی، افرادی با مادی‌گرایی بالا، به دستاوردهای مادی نظیر پاداش، افزایش حقوق، ترفیع و ارتقا بسیار حساسیت دارند.(لی و کروپانزانو، 2009؛ شائو، 2011) شواهد پژوهشی قابل‌توجهی در دست است که نشان می‌دهد ملل کشورهای مختلف از نظر تمایلات مادی گرایانه با یکدیگر تفاوت‌هایی دارند.(شائو و همکاران، 2011) اینگلهارت[13] (1993) ارزش‌های مادی‌گرایانه[14] و فرا مادی‌گرایانه[15] را در چهل جامعه که حدود 70 درصد جمعیت دنیا را تشکیل می‌دادند، مورد بررسی قرار داد و پی برد که تفاوت‌های چشمگیری از نظر تأکید بر مادی‌گرایی در بین ملل اقوام مختلف به چشم می‌خورد. برای نمونه یافته‌های این محقق، حاکی از آن است که ژاپنی‌ها و آمریکائیان نسبت به کره‌ای‌ها و چینی‌ها از تمایلات مادی‌گرایانه کمتری برخوردارند. این الگو بنابر یافته‌های آبرامسون[16] و اینگلهارت (1995)، همسو با سطح درآمد ناخالص ملی[17] برای هر یک از این کشورهاست.

ارزش فرهنگی دیگری که به نظر می‌رسد در بین ملل و اقوام مختلف وجود داشته باشد، فاصله قدرت است.(گلف‌اند و همکاران، 2007؛ شوارتز، 2008؛ کیرک‌من و همکاران، 2009) به باور هافستد (1980) فاصله قدرت، اشاره‌ای است به این پدیده که یک جامعه تا چه اندازه این حقیقت را می‌پذیرد که قدرت در مؤسسات و سازمان‌ها، به صورت نابرابر توزیع شده است. این پذیرش، هنجارهای معینی را در سطح جوامع به وجود می‌آورد که به اشکال مختلف، نوع ادراکات اجتماعی و واکنش به این ادراکات را جهت‌دهی می‌کند. در فرهنگ‌هایی که فاصله قدرت بالا پذیرفته شده است، هنجارهای اجتماعی و فرهنگی به گونه‌ای است که به سادگی، فاصله اجتماعی، اقتصادی و سیاسی افراد دارای موقعیت و مقام بالا با افرادی در موقعیت و مقام پایین، مشروع تلقی می‌شود. در نتیجه چنین هنجارهایی، در جوامعی با فاصله قدرت بالا، افراد انتظار نابرابری و بی‌عدالتی را دارند و نسبت به آن اغماض و بی‌توجهی نشان می‌دهند، درحالی‌که در جوامع با فاصله قدرت پایین، افراد چنین انتظاری ندارند و در این حوزه از خود بردباری و تحمل نشان نمی‌دهند.(گادی کانست و تینگ ـ تومی[18]، 1988) به هر حال، یکی از حوزه‌های ادراکی که به شدت تحت تأثیر ارزش‌های فرهنگی مادی‌گرایی و فاصله قدرت قرار می‌گیرد، ادراکات معطوف به عدالت است. در سطح سازمان‌ها و نهادها، عدالت در قالب کلی عدالت سازمانی[19] مطرح‌شده و ابعاد چندگانه از این پدیده با عنوان عدالت توزیعی[20]، عدالت رویه‌ای[21] و عدالت تعاملی[22] برای آن مطرح گردیده است.(کیم و لیونگ[23]، 2007؛ گیراد، لانگه‌وین و منددوزا[24]، 2008؛ گل‌پرور و اشجع، 1386؛ گل‌پرور و نادی، 1388)

هر یک از این اشکال عدالت، در سطح ادراکات کارکنان در مؤسسات و نهادهای مختلف، مورد سنجش و اندازه‌گیری قرار می‌گیرند. در عدالت توزیعی، ادراک کارکنان معطوف به رعایت عدل، انصاف و به ویژه برابری در توزیع دستاوردهایی نظیر پاداش، حقوق و امکانات رفاهی است. در مقابل، در عدالت رویه‌ای، آنچه از اهمیت بسیاری برخوردار است، رعایت اصول چندگانه‌ای نظیر همسانی، عدم جانب‌داری، اجرای بدون اغماض تصمیمات برای همه و رعایت ارزش‌های اخلاقی در فرایندهای تصمیم‌گیری، ابلاغ و اجرای تصمیمات است. در نهایت، در عدالت تعاملی، ادراکات افراد، رفتار سرپرستان و مدیران محوریت دارد. در واقع، افراد برای نتیجه‌گیری در حوزه عدالت تعاملی به رفتار و برخورد مدیران و سرپرستان در مؤسسات و نهادها رجوع می‌کنند و در صورتی که رعایت شأن، احترام و منزلت را در این رفتارها و برخوردها شاهد باشند، عدالت تعاملی ادراک‌شده در آن‌ها تقویت می‌شود.(گرین‌برگ[25]، 1990؛ مورمن[26]، 1991؛ مسترسون، لوئیس، گلدمن و تیلر[27]، 2000؛ هافمن و کین[28]، 2001؛ کروپان‌زانو، پرار و چن[29]، 2002) آنچه که در کنار ماهیت هر یک از ابعاد عدالت مطرح در نهادها و مؤسسات از اهمیت ویژه‌ای برخوردار است، پیامدهای نگرشی و رفتاری مطرح برای هر یک از ابعاد عدالت است. به طور کلی، به واسطه اهمیتی که انسان‌ها از لحاظ ارزش‌های شخصی، گروهی و اخلاقی برای عدالت قائل هستند، حضور عدالت پیامدهای خاص خود را در سطح رفتاری و نگرشی به همراه دارد و عدم حضور آن نیز پیامدهای خاص خود را به دنبال می‌آورد.(بوبوسل و زدانیک[30]، 2010؛ راپ و پادوک[31]، 2010؛ راپ، 2011) یکی از پیامدهای رفتاری که در پیشینه تحقیقات مربوط به عدالت در سازمان‌ها و نهادها توجهات زیادی را به خود جلب نموده است، رفتارهای انحرافی[32] و مخرب[33] است.(اسمارت ریچمن و لیائو[34]، 2009؛ وارن[35]، 2010؛ راپ، شائو، لیائو[36] و جونز، 2011) به باور ون یپرن، هاگدورن، زوورس و پوستما[37] (2000) وقتی که افراد شاغل در یک سازمان یا نهاد،  شرایط را در همه حوزه‌های توزیع، رویه‌های تصمیم‌گیری و حتی تعاملات سرپرستان با افراد تحت امر آن‌ها عادلانه ارزیابی می‌کنند، به طور معمول احساس رضایت می‌کنند، امّا وقتی که در این حوزه‌ها احساس می‌کنند که عدل و انصاف رعایت نمی‌شود، دچار احساس خشم و رنجش می‌شوند. در اثر تجربه چنین احساسات منفی، افراد ممکن است رفتارهای متعددی نظیر اعتراض به شرایط با شیوه‌های پرخاشگرانه، تمارض، کم‌کاری و حتی تلاش برای خروج یا تغییر سازمان یا نهاد در حال فعالیت را از خود نشان بدهند.(گریفین، اولیری کلی و کالینز[38]، a,b 1998)

به باور رازبلت، فارل، راجرز و مینوس[39] (1988) این‌گونه رفتارها به این دلیل رفتارهای مخرب در نظر گرفته می‌شوند که موجب اختلال در روابط میان افراد و نهاد یا سازمان محل کارشان می‌شود و یا حداقل این روابط را تخریب و فاسد می‌کند. رفتارهایی نظیر خروج[40] (تلاش برای ترک سازمان)، بی‌توجهی و غفلت[41] (اعلام بیمار بودن درحالی‌که چنین نیست، دیر بر سر کار حاضر شدن، عدم شرکت در نشست‌ها و جلسات و پیگیری منافع و علایق شخصی در طول زمان کار و فعالیت در سازمان یا مؤسسه) و اعتراض پرخاشگرانه[42] به صورت منفعل (تلاش برای تغییر موقعیت درحالی‌که که فرد نظرات و علایق شخصی خود را پیگیری می‌کند) از زمره رفتارهای مخربی هستند که افراد، در مقابل تجربه بی‌عدالتی در محیط‌های کاری و فعالیتی خود آن‌ها را به معرض نمایش می‌گذارند.(هاگدورن، بنک و ون‌دی‌اکسیدکربن و لرت[43]، 1998؛ هاگدورن، ون‌یپرن، ون‌دی و لرت و بنک، 1999)

اما چنانکه در قبل اشاره شد، ارزش‌های فرهنگی مادی‌گرایی و فاصله قدرت، به عنوان طرح‌واره‌های ارزشی[44] ،جهت دهنده زمینه افزایش یا کاهش توجه به اشکال مختلف ادراکات معطوف به عدالت را در محیط‌هایی که افراد در آن مشغول به فعالیت‌های حرفه‌ای و شغلی خود هستند، به شمار می آیند. بر اساس گزارش آبرامسون و اینگلهارت (1995)، در جوامعی که افراد آن ارزش زیادی برای مادی‌گرایی قائل هستند، تمایل بسیاری برای ارزیابی اطلاعات مربوط به پیامدها و دستاوردهای مادی حاصل از شرایط و موقعیت وجود دارد. در این افراد در صورتی که شرایط به صورت ناعادلانه ادراک شود، رنجش و خشم بیشتری پدید می‌آید و داوری کلی افراد در باب حضور انصاف،  به شدت وابسته به دستاوردهای مادی برای افراد است.(لایند[45]، 2001) از این جهت و همسو با تحقیقاتی که مرور گردید، به نظر می‌رسد که مادی‌گرایی به عنوان یک ارزش فرهنگی، می‌تواند رابطه بین ابعاد عدالت و بی‌عدالتی را با گرایش به رفتارهای مخرب تعدیل نماید. به این معنی که انتظار می‌رود که در مادی‌گرایی بالا، بی‌عدالتی با رفتارهای مخرب نظیر تلاش برای تغییر یا خروج از باشگاه ، غفلت و اعتراض پرخاشگرانه دارای رابطه بیشتری باشد تا زمانی که ارزش مادی‌گرایی پایین است. بنابراین، مسئله اصلی در این بخش از پژوهش آن است تا مشخص نمایم که آیا مادی‌گرایی قادر به تعدیل رابطه بی‌عدالتی توزیعی، عدالت رویه‌ای و عدالت تعاملی با رفتارهای مخرب شامل تلاش برای خروج یا تغییر باشگاه ، غفلت و اعتراض پرخاشگرانه در ورزشکاران هست یا خیر؟ ارزش فرهنگی دیگر که همان فاصله قدرت است، به نسبت مادی‌گرایی و نقش آن در عدالت و بی‌عدالتی ادراک‌شده و رفتارهای مخرب، کمی پیچیده‌تر و مهم‌تر است.

بر اساس شواهد پژوهشی مرور شده توسط گادی‌کانست و تینگ‌تامی (1988)، افرادی که فاصله قدرت و توزیع قدرت را بین افراد مختلف جامعه پذیرفته‌اند، رفتارهای مستبدانه افراد صاحب قدرت را نیز می‌پذیرند و به آن در فرایندهای شناختی و ذهنی خود، جنبه مشروع می‌دهند. این پذیرش باعث می‌گردد تا ادراکات و داوری‌های آن‌ها علیرغم حتی شرایط واقعی، به سمت منصفانه و عادلانه تلقی کردن این رفتارهای استبدادی سوق داده شود؛ چرا که برای این افراد، آن چیزی که افراد صاحب قدرت تعیین می‌کنند عادلانه است نه چیز دیگر. در مقابل، آن گونه که لام، شوابروک و آریه[46] (2002) نشان داده‌اند در افراد دارای تمایل به فاصله قدرت پایین، افراد میل زیادی به کاهش فاصله و تفاوت دارند و افراد مشغول به فعالیت حرفه‌ای در یک سازمان یا نهاد، انتظار برخوردها و رفتارهای محترمانه را از طرف صاحبان قدرت دارند. همچنین در این افراد، این تمایل و انتظار وجود دارد که افراد صاحب مقام و قدرت، با اقدامات منصفانه و عادلانه و به دور از هر گونه تصمیم‌گیری شخصی و خودخواهانه، مبتنی بر قدرت و نفوذ شخصی‌شان دست به تصمیم‌گیری و اجرای تصمیمات بزنند.

به معنای دیگر، افراد دارای تمایل به فاصله قدرت پایین برای عدالت تعاملی در درجه اول و به دنبال آن برای عدالت رویه‌ای، ارزش بسیار زیادی قائل هستند(کیم و لیونگ، 2007) و در صورتی که در این دو حوزه، عدالت رعایت نشود، به شدت خشمگین و رنجیده می‌شوند. در یک مطالعه فرا تحلیل، لی و کروپانزانو (2009) نشان دادند که تفاوت در ارزش‌های فرهنگی و شخصی ، عاملی تبیین‌کننده برای تأثیر عدالت بر واکنش‌های هیجانی، عاطفی و رفتاری افراد است. شائو (2011) نیز در پژوهشی نشان داد که رابطه عدالت با حالات عاطفی و رفتاری در افراد، تحت تأثیر ارزش‌های فرهنگی نظیر فردگرایی، جمع‌گرایی، فاصله قدرت و اجتناب از آسیب قرار می‌گیرند. این دست شواهد در برخی پژوهش‌های دیگر نیز تکرار شده است.(لی و کروپانزانو، 2009؛ شائو، 2011؛ گلف‌اند و همکاران، 2007؛ شوارتز، 2008؛ کیرک‌من و همکاران، 2009؛ شائو و همکاران، 2011) بنابراین، در این بخش نیز مسئله اصلی در پژوهش حاضر این بوده که مشخص نماییم آیا فاصله قدرت به عنوان یک ارزش فرهنگی قادر به تعدیل رابطه بین عدالت تعاملی و عدالت رویه‌ای با رفتارهای مخرب ورزشکاران شامل تلاش برای خروج یا تغییر باشگاه و غفلت و اعتراض پرخاشگرانه می باشد یا خیر؟‌ اهمیت و ضرورت پژوهش حاضر در این است که در یک نگاه، اطلاعات کمی در حوزه نقش ارزش‌های فرهنگی در رابطه ابعاد عدالت و بی‌عدالتی با رفتارهای مخرب ورزشکاران در حال حاضر، در دسترس قرار گیرد. به این جهت پژوهش حاضر، بخشی از خلأ دانش در این حوزه را برطرف خواهد کرد- به اضافه اینکه اطلاعات حاصل از این پژوهش، زمینه برخی نتیجه‌گیری‌های فرهنگی و اجتماعی خاص را در ایران فراهم خواهد نمود.

در مجموع، دو فرضیه برای این پژوهش در نظر گرفته ‌شده ‌است:

1-     مادی‌گرایی قادر به تعدیل رابطه بین ابعاد عدالت و بی‌عدالتی با رفتارهای مخرب ورزشکاران است.

2-    فاصله قدرت، قادر به تعدیل رابطه بین ابعاد عدالت و بی‌عدالتی با رفتارهای مخرب ورزشکاران است.

روش پژوهش

پژوهش حاضر از نوع پژوهش‌های همبستگی است. جامعه آماری آن را حدود هزار نفر از ورزشکاران حرفه‌ای مشغول به فعالیت ورزشی در باشگاه‌های مطرح در لیگ دسته اول کشوری در رشته‌های مختلف از سرتاسر ایران تشکیل داده‌اند. برای جامعه آماری 1000 نفری، حدود 280 نفر بر اساس تناسب حجم نمونه با جامعه آماری مورد نیاز است.(حسن‌زاده، 1382: 133) درعین‌حال در مطالعات همبستگی می‌توان از طریق یک مطالعه مقدماتی یا قبلی ، مقدار ضریب همبستگی مورد انتظار را در نظر گرفت؛ آنگاه از طریق جداول، معناداری ضرایب همبستگی و با توجه به درجه آزادی ضریب مورد انتظار، مشخص نمود که چه تعداد نمونه مورد نیاز است. به هر حال بر پایه مطالعه ون‌یپرن و همکاران (2000) ابعاد عدالت و بی‌عدالتی با رفتارهای مخرب، دارای متوسط همبستگی 29/0 تا 3/0 می‌باشند. برای دستیابی به چنین ضریب معناداری، حداقل 75 نفر به بالا (حسن‌زاده، 1382: 309) نیاز است. این تعداد برای توان حدود 8/0 است. برای توان بالاتر یعنی 95/0 به بالا، برآوردها به حدود 270 نفر می‌رسد. بنابراین، بر پایه هر دو روش، جدول تناسب حجم نمونه با حجم جامعه آماری و توان ضرایب برای پژوهش حاضر 275 نفر نمونه لازم است. پس، 300 پرسشنامه بین 300 نفر از ورزشکاران که به صورت تصادفی ساده از روی فهرست اسامی آن‌ها در باشگاه انتخاب‌شده بودند، توزیع گردید. پس از جمع‌آوری پرسشنامه‌ها، 36 پرسشنامه برای تحلیل، غیر معتبر تشخیص داده شدند. در نهایت، گروه نمونه پژوهش را 264 نفر تشکیل دادند. از 264 نفر ورزشکار نمونه پژوهش، 175 نفر مرد (معادل 64 درصد) و 89 نفر (معادل 33 درصد) زن بودند. اکثریت اعضای نمونه پژوهش را افراد مجرد (190 نفر، معادل 9/71 درصد) دارای تحصیلات حداکثر تا فوق‌دیپلم (182 نفر، معادل 9/68 درصد) تشکیل دادند. میانگین سنی ورزشکاران نمونه 45/24 (با انحراف معیار 81/5) و سابقه ورزشی آن‌ها نیز از نظر میانگین 65/9 سال (با انحراف معیار 60/4) بود. ابزارهای زیر برای سنجش متغیرهای پژوهش استفاده‌ شدند- ابزارهای مربوط به سنجش عدالت و بی‌عدالتی برای اولین بار در این پژوهش، طی فرایند دو مرحله‌ای ترجمه و آماده اجرا شده‌اند:

-        پرسشنامه عدالت و بی‌عدالتی

برای سنجش بی‌عدالتی توزیعی، از پنج پرسش ارائه‌شده توسط ون‌یپرن (1996، 1998) که در پژوهش ون یپرن و همکاران (2000) نیز استفاده‌ شده، بهره گرفته شد. این پنج پرسش، رعایت عدل و انصاف را در حوزه‌های حقوق، مزایا و پاداش حاصل از فعالیت در یک سازمان، باشگاه یا نهاد مورد سنجش قرار می‌دهد. در پنج پرسش مربوط به سنجش این متغیرها، همه سؤالات دارای بار منفی (بی‌عدالتی) هستند. ون‌یپرن و همکاران (2000) ،آلفای کرون باخ 87/0 را برای این پرسشنامه گزارش نموده‌اند. لازم به ذکر است که در کلیه سؤالات، از کلمه باشگاه به جای سازمان استفاده شده است. یک نمونه سؤال این پرسشنامه بدین شرح است: «احساس می‌کنم در این باشگاه به اندازه‌ای که سخت و جدی ورزش می‌کنم، نتیجه عایدم نمی‌شود». برای سنجش عدالت رویه‌ای، از شش سؤال معرفی‌شده توسط ون‌یپرن و همکاران (2000) که شش اصل مطرح در عدالت رویه‌ای یعنی همسانی[47]، سرکوب جانب‌داری یا سوء گیری[48]، دقت[49]، تصحیح پذیری[50]، معرف بودن[51] و اخلاقی بودن[52] را مورد سنجش قرار می‌دهند، استفاده به عمل آمد. هر شش سؤال مربوط به این پرسشنامه، دارای بار مثبت است و به جای کلمه سازمان، از باشگاه استفاده شده است. ون‌یپرن و همکاران (2000)، آلفای کرونباخ 84/0 را برای این پرسشنامه گزارش نموده‌اند. یک نمونه سؤال این پرسشنامه، به این شرح است: «قواعد و رویه‌ها در باشگاه ما در مورد تمام ورزشکاران به طور یکسان به کار می‌روند (اصل همسانی در عدالت رویه‌ای). برای سنجش عدالت تعاملی از چهار سؤال معرفی‌شده توسط ون‌یپرن و همکاران (2000) که بر روابط بین فردی سرپرستان و مدیران با افراد تحت امر آن‌ها متمرکز است، استفاده به عمل آمد. تمامی سؤالات این پرسشنامه، دارای محتوای مثبت هستند و آلفای کرونباخ آن، توسط محققان مورد اشاره 87/0 گزارش شده است. یک نمونه سؤال این پرسشنامه به این شرح است: «مربیان و سرپرستان باشگاه با من همراه با شأن و احترام رفتار می‌کنند». اما برای بررسی روایی این سه پرسشنامه، 15 سؤال آن‌ها به صورت یکجا از جنبه عامل، مورد تحلیل قرار گرفت.(KMO برابر با 8/0 و آزمون کرویت بارتلت برابر با 58/1271 و 01/0P<)  عامل اوّل که همان بی‌عدالتی توزیعی بود، با همان پنج سؤال در پژوهش حاضر و آلفای کرونباخ 78/0 به دست آمد. عامل دوم که عدالت  تعاملی بود، با همان چهار سؤال و ارزش ویژه 8/2 (واریانس تبیین شده 7/18 درصد) و با آلفای کرونباخ 86/0 تأیید گردید.  امّا عامل سوم با چهار سؤال (2 سؤال آن دارای بار عاملی پایین‌تر از 3/0 و یا بر روی عامل دیگری قرار گرفتند) که همان عدالت رویه‌ای بود (ارزش ویژه 32/1 و واریانس تبیین شده 85/8 درصد) و آلفای کرونباخ 65/0 مورد تأیید قرار گرفت. هر سه پرسشنامه عدالت و بی‌عدالتی بر مقیاس پنج درجه‌ای لیکرت (کاملاً مخالفم=1 تا کاملاً موافقم=5) پاسخ داده شدند، با این توضیح که در بی‌عدالتی توزیعی، شیوه امتیازدهی عکس دو پرسشنامه دیگر بوده است.

-        پرسشنامه ارزش‌های فرهنگی

 برای سنجش مادی‌گرایی، از سه سؤال معرفی‌شده توسط رایچین و داوسون[53] (1992) و برای سنجش فاصله قدرت، از پنج سؤال معرفی‌شده توسط بروکنر و همکاران[54] (2001) که در ایران مورد روایی و پایایی سنجی قرارگرفته، استفاده به عمل آمد.(گل پرور و نادی، 1387) در مادی‌گرایی تمایل به تعلقات مادی دنیوی و در فاصله قدرت، فاصله موقعیتی افراد صاحب قدرت و مقام از افراد عادی، مورد سنجش قرار می‌گیرد. کیم و لیونگ (2007) آلفای کرونباخ این دو پرسشنامه را به ترتیب در چهار نمونه آمریکایی، کره‌ای، چینی و ژاپنی بین 53/0 تا 67/0 گزارش نموده‌اند. مقیاس پاسخگویی این دو پرسشنامه، هفت درجه‌ای (کاملاً مخالفم=1 تا کاملاً موافقم=7) است و به ترتیب یک نمونه سؤال برای مادی‌گرایی و فاصله قدرت به این شرح است: «مهم‌ترین پیشرفت در زندگی کسب دارائیهای مادی است» و «افراد تحت سرپرستی یک مدیر باید درخواستهای وی را بدون چون و چرا اجرا کنند». در این پرسشنامه تحلیل عاملی اکتشافی با چرخش از نوع واریماکس (KMO برابر با 72/0 و آزمون کرویت بارتلت 531/468 و 01/0P<) دو عامل با ارزش‌های ویژه 72/2 و 69/1 (و با واریانس  تبیین شده 08/34 و 21/21 درصد) که به نحو دقیق منطبق با آرایش سؤالات در پرسشنامه‌های زبان اصلی بود، به دست داد. این دو عامل که همان مادی‌گرایی و فاصله قدرت بودند، دارای آلفای کرونباخ 75/0 و 66/0 بودند.

-        پرسشنامه رفتارهای مخرب

 برای سنجش رفتارهای مخرب از 9 سؤال معرفی‌شده توسط ون‌یپرن و همکاران (2000) - از هاگدورن و همکاران (1999)- که سه حوزه؛ خروج[55]، غفلت[56] و اعتراض پرخاشگرانه[57] را مورد سنجش قرار می‌دهد، استفاده به عمل آمد. تلقی این رفتارها، یعنی تلاش برای خارج شدن از یک نهاد یا سازمان، کم توجهی و غفلت نسبت به امور و وظایف همراه با اعتراض‌های پرخاشگرانه، به عنوان رفتارهای مخرب به خوبی در پیشینه تحقیقات مستند است.(ون‌یپرن و همکاران، 2000) هر سه سؤال این پرسشنامه مربوط به یکی از حوزه‌های خروج یا تغییر، غفلت و اعتراض پرخاشگرانه است. از آنجایی که سنجش رفتارهای مخرب و خودگزارش‌دهی آن با دشواری‌هایی مواجه است، در این پرسشنامه هر سؤال به این شکل مطرح می‌شود که چنانکه مشکل یا حادثه‌ای در باشگاه اتفاق بیافتد، چقدر احتمال دارد که فرد پاسخگو رفتاری خاص (به تناسب هر یک از ابعاد خروج، غفلت و اعتراض پرخاشگرانه) را انجام دهد؟ مقیاس پاسخگویی این پرسشنامه ،هفت درجه‌ای (قطعاً چنین کاری را نخواهم کرد=1 تا قطعاً این کار را خواهم کرد=7) است. یک نمونه سؤال این پرسشنامه به این شرح است: «وقتی در باشگاه با مشکل خاصی مواجه می‌شوید، چقدر احتمال دارد که سریع تلاش کنید که باشگاه خود را تغییر دهید؟». برای روایی سازه این پرسشنامه، از تحلیل عاملی اکتشافی و چرخش واریماکس استفاده شد (KMO برابر با 83/0 و آزمون کرویت بارتلت 009/840 و 01/0P<).  سه سؤال بر روی دو عامل (و نه سه عامل مطابق آنچه که ون‌یپرن و همکاران، 2000 گزارش نموده‌اند) با ارزش‌های ویژه11/4 (واریانس تبیین شده 76/45 درصد) و 12/1 (با واریانس تبیین‌شده 53/12 درصد) به نام‌های غفلت ، اعتراض پرخاشگرانه و تلاش برای خروج یا تغییر باشگاه، مورد تحلیل عاملی قرار گرفتند. چنانکه مشخص است دو عامل غفلت و اعتراض پرخاشگرانه به جای دو عامل، بر روی یک عامل قرارگرفته‌اند. به هر حال، آلفای کرونباخ دو خرد مقیاس به ترتیب 82/0 و 73/0 به دست آمد. کلیه ابزارهای پژوهش توسط ورزشکاران در زمان حضورشان در محل تمرینات ورزشی باشگاه و در فاصله زمانی 4 تا 7 دقیقه به صورت خودگزارش‌دهی، پاسخ داده شدند.

داده‌های حاصل از پرسشنامه‌های پژوهش با استفاده از ضریب همبستگی پیرسون و تحلیل رگرسیون سلسله مراتبی تعدیلی[58] ،مورد تحلیل قرار گرفتند. از آنجایی که در رگرسیون سلسله مراتبی جملات، تعامل متغیرهای پیش بین با متغیرهای اصلی دارای همبستگی قابل‌توجهی هستند، برای جلوگیری از وقوع هم خطی چندگانه[59] که موجب تورم واریانس می‌شود، داده ها به صورت مرکزی شده[60] درآورده شدند. (آیکن و وست[61]، 1989) در همین راستا متغیرهای پیش بین و تعدیل‌کننده (ابعاد عدالت و بی‌عدالتی و ارزش‌های فرهنگی)، همگی به صورت مرکزی شده، درآورده شده‌اند. ترتیب ورود نیز در بلوک‌های رگرسیون به این شکل بوده است: در بلوک اول، ابعاد عدالت و بی‌عدالتی همگی به صورت همزمان وارد شده‌اند. در بلوک دوم، یکی از ابعاد مادی‌گرایی یا فاصله قدرت به صورت جداگانه و در بلوک سوم نیز تعامل سه بُعد بی‌عدالتی توزیعی، عدالت تعاملی و عدالت رویه‌ای با یکی از ابعاد مادی‌گرایی یا فاصله قدرت وارد شده‌اند. در صورت معنادار بودن تعامل‌ها در پیش‌بینی هر یک از ابعاد رفتارهای مخرب، رگرسیون تفکیکی در مادی‌گرایی و فاصله قدرت (بر حسب انحراف معیار) انجام‌گرفته و سپس تحلیل ساده شیب خط[62] انجام شده است. عملیات محاسباتی برای تمام مراحل یادشده، با استفاده از نرم‌افزار SPSS صورت گرفته است.

یافته‌های پژوهش

در جدول 1، شاخص‌های توصیفی و همبستگی درونی بین متغیرهای پژوهش  ارائه شده است.

جدول 1: شاخص‌های توصیفی و همبستگی درونی بین متغیرهای پژوهش

ردیف

متغیرهای پژوهش

  M 

 S D

   1

   2

   3

   4

   5

   6

     1

  بی‌عدالتی توزیعی

48/15

84/3

-

 

 

 

 

 

    2            

  عدالت تعاملی

96/14

37/3

004/0

-

 

 

 

 

    3   

  عدالت رویه‌ای

41/12

86/2

**36/0-

**29/0

-

 

 

 

    4  

  مادی‌گرایی

18/15

34/5

01/0

**16/0-

05/0-

-

 

 

    5 

  فاصله قدرت

28/15

83/4

01/0-

05/0-

01/0

**23/0

-

 

    6

  تلاش برای خروج یا تغییر         باشگاه

34/11

41/4

**18/0

05/0-

*12/0-

**17/0

*15/0

-

   7

 غفلت و اعتراض       پرخاشگرانه

94/19

79/7

**22/0

**24/0-

**17/0-

**37/0

**19/0

**54/0

* P<05/0 ** P<01/0

چنانکه در جدول 1 مشاهده می‌شود، بی‌عدالتی توزیعی با عدالت رویه‌ای (361/0-=r)، با تمایل به خروج یا تغییر باشگاه (179/0=r)، غفلت و اعتراض پرخاشگرانه (224/0=r) دارای رابطه معنادار است،(01/0P<) ولی با عدالت تعاملی، مادی‌گرایی و فاصله قدرت، دارای رابطه معناداری (05/0P>) نیست. عدالت تعاملی با عدالت رویه‌ای،(288/0=r) مادی‌گرایی (162/0-=r) و غفلت و اعتراض پرخاشگرانه (244/0-=r) دارای رابطه معنادار است،(01/0P<) ولی با فاصله قدرت و تمایل به خروج یا تغییر باشگاه دارای رابطه معنادار (05/0P>) نیست. عدالت رویه‌ای با تمایل به خروج یا تغییر باشگاه (12/0-=r) و با غفلت و اعتراض پرخاشگرانه (166/0-=r) دارای رابطه معنادار است،(05/0P< و 01/0P<) ولی با مادی‌گرایی و فاصله قدرت، دارای رابطه معناداری (05/0P>) نیست. مادی‌گرایی با فاصله قدرت،(234/0=r) تمایل به خروج یا تغییر باشگاه (169/0=r) و غفلت و اعتراض پرخاشگرانه (188/0=r) دارای رابطه معناداری (05/0P< و 01/0P<) است. تمایل به خروج یا تغییر باشگاه نیز با غفلت و اعتراض پرخاشگرانه (544/0=r) دارای رابطه معنادار است.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

جدول 2: نتایج تحلیل رگرسیون سلسله مراتبی برای پیش‌بینی تلاش برای خروج یا تغییر باشگاه و غفلت و اعتراض پرخاشگرانه از طریق ابعاد عدالت و مادی‌گرایی

بلوک

متغیرهای پیش بین  

   متغیر ملاک

B 

b

2R

2RD

F      

FD

 1 

بی‌عدالتی توزیعی

  تلاش برای خروج یا تغییر باشگاه

**707/0

160/0

037/0

-

*297/3

-

عدالت تعاملی

149/0-

034/0-

عدالت رویه‌ای

231/0-

052/0-

 2

مادی‌گرایی

 تلاش برای خروج یا تغییر باشگاه

*664/0

150/0

058/0

021/0

**018/4

**03/5

 3

بی‌عدالتی توزیعی×مادی‌گرایی

 تلاش برای خروج یا تغییر باشگاه

**673/0

171/0

097/0

039/0

**923/3

**93/3

عدالت تعاملی×مادی‌گرایی

*557/0-

130/0-

عدالت رویه‌ای ×مادی‌گرایی

*603/0

139/0

 1

بی‌عدالتی توزیعی

 غفلت و اعتراض پرخاشگرانه

**698/1

218/0

110/0

-

**750/10

-

عدالت تعاملی

**870/1-

240/0-

عدالت رویه‌ای

139/0-

018/0-

 2

مادی‌گرایی

 غفلت و اعتراض پرخاشگرانه

**526/2

324/0

212/0

102/0

**381/17

**66/18

 3

بی‌عدالتی توزیعی×مادی‌گرایی

  غفلت و اعتراض پرخاشگرانه

**883/1

156/0

235/0

023/0

**216/11

*77/2

عدالت تعاملی×مادی‌گرایی

264/0-

035/0-

عدالت رویه‌ای ×مادی‌گرایی

828/0-

108/0-

 

چنانکه در جدول 2 دیده می‌شود، برای پیش‌بینی تلاش برای خروج یا تغییر باشگاه ، غفلت و اعتراض پرخاشگرانه، هر یک سه بلوک در نظر گرفته شده است. در بلوک  اوّل، برای پیش‌بینی تلاش برای خروج یا تغییر باشگاه، سه بعد بی‌عدالتی توزیعی، عدالت رویه‌ای و عدالت تعاملی وارد شده‌اند که از این بین، فقط بی‌عدالتی توزیعی دارای  توان پیش بین معنادار (160/0=b) برای تلاش برای خروج یا تغییر باشگاه با توان 7/3 درصدی تبیین واریانس بوده است. در بلوک دوم با ضریب بتای استاندارد برابر با 15/0، 1/2 درصد (معادل 2DR) واریانس تبیین شده انحصاری افزوده توسط مادی‌گرایی، برای تلاش به خروج یا تغییر باشگاه به وجود آمده است. در بلوک سوم نیز که جملات تعامل بین ابعاد عدالت و بی‌عدالتی با مادی‌گرایی برای پیش‌بینی تلاش برای خروج یا تغییر باشگاه اضافه ‌شده‌اند، هر سه تعامل با توان 9/3 درصدی واریانس تبیین شده انحصاری افزوده، دارای ضرایب معنادار (به ترتیب برای بی‌عدالتی توزیعی، عدالت تعاملی و عدالت رویه‌ای برابر با 171/0، 130/0- و 139/0) بوده‌اند. معناداری تعامل‌های افزوده‌شده در بلوک سوم برای تلاش به خروج یا تغییر باشگاه، به این معنی است که مادی‌گرایی قادر به تعدیل رابطه بین بی‌عدالتی توزیعی، عدالت رویه‌ای و عدالت تعاملی با تلاش برای خروج یا تغییر باشگاه است. به منظور مشخص‌تر شدن دقیق نقش تعدیل‌کنندگی مادی‌گرایی در رابطه بین ابعاد عدالت و بی‌عدالتی با تلاش برای خروج یا تغییر باشگاه، رگرسیون تفکیکی برای دو گروه مادی‌گرایی بالا و پایین (یک انحراف معیار بالا و پایین از میانگین) صورت گرفت. نتایج حاصل از رگرسیون تفکیکی نشان داد که در گروه مادی‌گرایی بالا، بی‌عدالتی توزیعی با ضریب بتای استاندارد 393/0 و توان 4/15 درصدی در تبیین واریانس با تلاش به خروج یا تغییر باشگاه دارای رابطه معنادار، امّا در گروه مادی‌گرایی پایین این رابطه معنادار نیست. در گروه مادی‌گرایی بالا، عدالت تعاملی با ضریب بتای استاندارد 402/0- و توان تبیین واریانس 1/16 درصدی با تلاش به خروج یا تغییر باشگاه دارای رابطه معنادار بود، امّا در گروه مادی‌گرایی پایین این رابطه معنادار نبود. در رابطه عدالت رویه‌ای با تلاش به خروج یا تغیر باشگاه، برعکس روند بی‌عدالتی توزیعی و عدالت تعاملی به وقوع پیوست؛ به این معنی که در گروه مادی‌گرایی پایین، عدالت رویه‌ای با ضریب بتای استاندارد 419/0- و توان تبیین واریانس 5/17 درصدی با تلاش به خروج یا تغییر باشگاه دارای رابطه معنادار بود، امّا در گروه مادی‌گرایی بالا این رابطه معنادار نبود.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

جدول 3: نتایج تحلیل رگرسیون سلسله مراتبی برای پیش‌بینی غفلت، اعتراض پرخاشگرانه و تلاش برای خروج از باشگاه از طریق ابعاد عدالت و فاصله قدرت

بلوک

  متغیرهای پیش بین

   متغیر ملاک

B

b

2R

2RD

F

FD

2

فاصله قدرت

تلاش برای خروج یا تغییر باشگاه

*671/0

152/0

06/0

023/0

**11/4

**03/5

3

بی‌عدالتی توزیعی×فاصله قدرت

تلاش برای خروج یا تغییر باشگاه

011/0

003/0

089/0

029/0

**57/3

*63/2

عدالت تعاملی×فاصله قدرت

**719/0

171/0

عدالت رویه‌ای×فاصله قدرت

072/0

016/0

2

فاصله قدرت

غفلت و اعتراض پرخاشگرانه

**39/1

179/0

142/0

032/0

**74/10

**66/18

3

بی‌عدالتی توزیعی×فاصله قدرت

غفلت و اعتراض پرخاشگرانه

241/0

036/0

151/0

009/0

**49/6

954/0

عدالت تعاملی×فاصله قدرت

656/0-

089/0-

عدالت رویه‌ای×فاصله قدرت

092/0-

012/0-

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

چنانکه دیده می‌شود، در بخش‌های مربوط به غفلت و اعتراض پرخاشگرانه، در بلوک اول از ابعاد عدالت و بی‌عدالتی، بی‌عدالتی توزیعی و عدالت تعاملی با ضرایب بتای استاندارد 2180/0 و 24/0- با توان تبیین واریانس 11 درصدی با  غفلت و اعتراض پرخاشگرانه دارای رابطه بوده‌اند. در بلوک دوم، مادی‌گرایی با غفلت و اعتراض پرخاشگرانه با ضریب بتای استاندارد 324/0، و واریانس تبیین شده انحصاری افزوده 2/10 درصد، دارای رابطه معنادار بوده است. در بلوک سوم که جملات تعامل ابعاد عدالت و بی‌عدالتی با مادی‌گرایی، برای پیش‌بینی غفلت و اعتراض پرخاشگرانه واردشده‌اند، فقط تعامل بی‌عدالتی توزیعی و مادی‌گرایی با بتای استاندارد 156/0 و توان تبیین واریانس انحصاری افزوده 3/2 درصدی دارای رابطه معنادار بوده  است. این معناداری به این معنی است که مادی‌گرایی رابطه بی‌عدالتی توزیعی را با غفلت و اعتراض پرخاشگرانه تعدیل می‌نماید. رگرسیون تفکیکی برای دو گروه مادی‌گرایی بالا و پایین (یک انحراف معیار بالا و یک انحراف معیار پایین) نشان داد که در گروه مادی‌گرایی بالا، رابطه بی‌عدالتی توزیعی با ضریب بتای استاندارد 458/0 و واریانس تبیین شده 9/20 درصد با غفلت و اعتراض پرخاشگرانه، معنادار است، ولی در گروه مادی‌گرایی پایین چنین نیست. نتیجه تحلیل ساده شیب خط در تصویر 4 ارائه شده است.

 

 

       
   
     

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

نتایج تحلیل ساده شیب خط در بلوک‌های اول، در جدول 3 به این دلیل ارائه نشده‌اند که با آنچه که در جدول 2 ارائه‌ شده‌اند، مشترک است. چنانکه در جدول 3 مشاهده می‌شود، برای پیش‌بینی تلاش برای خروج یا تغییر باشگاه، در بلوک دوم که فاصله قدرت پس از ابعاد عدالت و بی‌عدالتی که در بلوک اول بوده‌اند، با ضریب بتای استاندارد 152/0 و واریانس تبیین شده انحصاری  افزوده 3/2 درصدی، با این بُعد از رفتارهای مخرب ورزشکاران دارای رابطه معنادار بوده است. امّا در بلوک سوم که جملات تعامل ابعاد عدالت و بی‌عدالتی بافاصله قدرت واردشده‌اند، فقط تعامل عدالت تعاملی و فاصله قدرت با ضریب بتای استاندارد 171/0 و توان تبیین واریانس انحصاری افزوده 9/2 درصدی قادر به پیش‌بینی تلاش برای خروج یا تغییر باشگاه بوده است. به این معنی که فاصله قدرت ،رابطه عدالت تعاملی را با تلاش برای خروج یا تغییر باشگاه تعدیل می‌نماید. رگرسیون تفکیکی برای دو گروه فاصله قدرت بالا و پایین (یک انحراف معیار بالا و پایین) نشان داد که در گروه فاصله قدرت بالا، عدالت تعاملی با تلاش برای خروج یا تغییر باشگاه دارای رابطه معناداری نیست، امّا در گروه فاصله قدرت پایین، عدالت تعاملی با ضریب بتای استاندارد 368/0- و توان تبیین واریانس 5/13 درصدی با تلاش برای خروج یا تغییر باشگاه، دارای رابطه معنادار است. نتیجه تحلیل ساده شیب خط در تصویر 5 ارائه شده است. امّا در بلوک‌های دوم و سوم مربوط به پیش‌بینی غفلت و اعتراض پرخاشگرانه در جدول 3 نشان داده ‌شده که در بلوک دوم، فاصله قدرت با ضریب بتای استاندارد 179/0 و توان تبیین واریانس انحصاری افزوده 2/3 درصدی با غفلت و اعتراض پرخاشگرانه دارای رابطه معنادار است. امّا در بلوک سوم با افزوده شدن جملات تعامل عدالت و بی‌عدالتی با فاصله قدرت، هیچ یک از جملات تعامل دارای رابطه معناداری با غفلت و اعتراض پرخاشگرانه نبوده‌اند، به این معنا که فاصله قدرت، قادر به تعدیل رابطه ابعاد عدالت و بی‌عدالتی با غفلت و اعتراض پرخاشگرانه ورزشکاران نیست.

بحث و نتیجه‌گیری

فرضیه اوّل پژوهش مبنی بر اینکه مادی‌گرایی، رابطه بین ابعاد عدالت و بی‌عدالتی با رفتارهای مخرب ورزشکاران را تعدیل می‌نماید، بدین شکل تأیید گردید که مادی‌گرایی رابطه بی‌عدالتی توزیعی، عدالت رویه‌ای و عدالت تعاملی را با تلاش برای خروج یا تغییر باشگاه و رابطه بی‌عدالتی توزیعی را با غفلت و اعتراض پرخاشگرانه تعدیل می‌نماید. مادی‌گرایی بر اساس یافته‌های تحقیقات محققانی چون آبرامسون و اینگلهارت (1995) مبتنی بر توجه و تمایل به دستاوردهای فیزیکی و مادی است. درعین‌حال آنچه که در یک باشگاه ورزشی یا نهاد دیگری موجبات دستیابی به دستاوردها را فراهم می‌سازد، عدالت توزیعی و رویه‌ای است؛ چرا که در حضور رعایت اصول عدل و انصاف، رویه‌های تصمیم‌گیری و توزیع دستاوردهای فیزیکی به شیوه‌ای مناسب صورت می‌گیرد. بنابراین، یافته‌های این پژوهش مبنی بر نقش تعدیل‌کنندگی مادی‌گرایی در رابطه بین ابعاد عدالت و بی‌عدالتی و به ویژه عدالت توزیعی و رویه‌ای،  با رفتارهای مخربی نظیر تلاش برای خروج یا تغییر باشگاه و غفلت و اعتراض پرخاشگرانه با نظرات و یافته‌های محققانی چون گریفین و همکاران (a,b 1998) و هاگدورن و همکاران (1998 و 1999) همسویی نشان می‌دهد.

منطق نظری و مفهومی نقش تعدیل‌کننده مادی‌گرایی در رابطه بین ابعاد عدالت با رفتارهای مخرب، در این واقعیت نهفته است، ارزش‌ها، چه ارزش‌های اجتماعی، فرهنگی، اقتصادی و حتی سیاسی، زمینه‌ساز توجه افراد به پدیده‌ها و موضوعات خاص و ویژه در محیط اطراف را فراهم می‌کنند. از این نظر وقتی تمایل به مادی‌گرایی در ورزشکاران بالا باشد، آن‌ها نیز به طور طبیعی توجه زیادی به فرایندهایی که موجب دستیابی آن‌ها به امکانات فیزیکی، مالی و مادی می‌شوند، نشان می‌دهند. به ویژه در این روند، به رعایت عدل و انصاف در توزیع، رویه‌های  تصمیم‌گیری و حتی رفتارهای مربیان و سرپرستان با خود، توجه زیادی نشان می‌دهند. اگر نتیجه این توجه نزد آن‌ها، رعایت شدن اصول عدالت در حوزه‌های یاد شده باشد،‌ به طور خواسته و ناخواسته سطح رضایتشان از شرایط و ورزش حرفه‌ای بالا می‌رود. این رضایت یک عامل پیشگیری‌کننده برای تمایل آن‌ها نسبت به رفتارهای مخرب خواهد شد؛ امّا اگر در مقابل به این نتیجه برسند که رعایت عدل و انصاف در حوزه‌های توزیع دستاوردها، رویه‌های تصمیم‌گیری و تعاملات بین فردی وجود ندارد، خشمگین و رنجیده می‌شوند و به دنبال این خشم و رنجش تمایل بیشتری به رفتارهای مخرب پیدا می‌کنند. این روند در صورتی که ورزشکاران گرایش زیادی هم به مادی‌گرایی داشته باشند، تشدید می‌شود.

 این در واقع همان نتیجه‌ای است که در رگرسیون‌های تفکیکی در گروه‌های بالا و پایین، از نظر مادی‌گرایی در رابطه بین بی‌عدالتی توزیعی با تلاش برای خروج یا تغییر باشگاه،  غفلت و اعتراض پرخاشگرانه به دست آمد. امّا نقش تعدیل‌کننده مادی‌گرایی در رابطه بین عدالت تعاملی و عدالت رویه‌ای با رفتار تلاش برای خروج یا تغییر باشگاه اندکی پیچیده‌تر است. چنانکه در تصویر 2 دیده می‌شود، در گروه مادی‌گرایی بالا، افزایش سطح عدالت تعاملی، کماکان منجر به افزایش تمایل به خروج یا تغییر باشگاه شده است، امّا در گروه مادی‌گرایی پایین، این روند معکوس بوده، بدین معنی که افزایش عدالت تعاملی به کاهش خفیف تمایل به خروج یا تغییر باشگاه شده است. در واقع اینکه در گروه مادی‌گرایی بالا، افزایش عدالت تعاملی کماکان منجر به افزایش تمایل به خروج یا تغییر باشگاه شده، دو دلیل اصلی می‌تواند داشته باشد: دلیل اول اینکه وقتی سطح مادی‌گرایی و تمایلات معطوف به آن در افراد بالاست، افزایش یا بالا بودن سطح عدالت در تعاملات بین مربیان و سرپرستان چندان نقشی در تلاش برای خروج یا تغییر باشگاه در ورزشکاران ایفا نمی‌کند. به معنای دیگر، در مادی‌گرایی بالا، تعاملات انسانی و روابط بین فردی مطلوب چندان تأثیر کاهنده‌ای بر تمایلات رفتاری مخرب به جا نمی‌گذارند، بلکه در اثر یک فرایند تأثیر متضاد[63] زمینه تشدید رفتارهای مخرب را فراهم می‌سازند. تبیین دوم که با فرایند تأثیر متضاد همسوست، به این واقعیت احتمالی بازمی‌گردد که رعایت شأن، منزلت و احترام در روابط و تعاملات بین فردی به هر حال به افراد حس ارزشمندی را انتقال می‌دهد. این حس ارزشمندی در حضور مادی‌گرایی بالا، اگر نیازهای مادی‌گرایانه ورزشکاران در باشگاه تأمین نشود، آن‌ها را متمایل به خروج یا تغییر باشگاه می‌کند. امّا چنانکه در تصویر 3 دیده می‌شود، در گروه مادی‌گرایی پایین، عدالت رویه‌ای، تأثیر کاهنده بیشتری بر رفتار تلاش برای خروج یا تغییر باشگاه نسبت به گروه مادی‌گرایی بالا داشته است. در واقع، این یافته نیز حاکی از آن است که وقتی افراد تمایلات مادی گرایانه کمتری دارند، توجهشان بیشتر به عدالت رویه‌ای و اصول آن نظیر همسانی، جلوگیری از جانب‌داری، تصحیح پذیری، معروف بودن و اخلاقی بودن جلب می‌شود، امّا در مادی‌گرایی بالا چنین اتفاقی نمی‌افتد. این یافته نیز یک فرایند جدید تحت عنوان پردازش جهت‌دار شناختی[64] که از کارکردهای اصلی ارزش‌های فرهنگی، به ویژه مادی‌گرایی خواهد بود، را مطرح می‌سازد.

فرضیه دوم پژوهش نیز مبنی بر اینکه فاصله قدرت رابطه بین ابعاد عدالت و بی‌عدالتی را با رفتارهای مخرب ورزشکاران تعدیل می‌نماید، به این شکل مورد تأیید قرار گرفت که فاصله قدرت، فقط رابطه عدالت تعاملی را با تلاش برای خروج یا تغییر باشگاه، تعدیل می‌نماید و رابطه بین بی‌عدالتی توزیعی و عدالت رویه‌ای را با تلاش برای خروج و تغییر باشگاه و رابطه هر سه بعد عدالت و بی‌عدالتی را با غفلت و اعتراض پرخاشگرانه، تعدیل نمی‌نماید. شواهدی که در تصویر 5 ارائه‌ شده، حاکی از آن است که در گروه فاصله قدرت پایین، افزایش عدالت تعاملی باعث کاهش تمایل به خروج یا تغییر باشگاه در ورزشکاران می‌شود. فاصله قدرت آن گونه که هافستد (1980) بیان داشته، به پذیرش و مشروع دانستن فاصله در تمامی حوزه‌ها، به ویژه اقتصادی و اجتماعی بین افراد صاحب قدرت و مقام با افراد فاقد قدرت و مقام است. افرادی که تمایل زیادی به فاصله قدرت بالا دارند، رفتارهای استبدادی و غیرانسانی افراد صاحب موقعیت و مقام را می‌پذیرند و حتی در مواردی آن را منصفانه تلقی می‌کنند. امّا در مقابل، افرادی با تمایل به فاصله قدرت پایین، تمایل به برابری بیشتری دارند و رفتارهای افراد صاحب موقعیت و مقام را اگر همراه با رعایت شأن و احترام نباشد (مطابق آنچه در عدالت تعاملی مطرح است) مورد اعتراض قرار می‌دهند. این پدیده در حوزه عدالت توزیعی و رویه‌ای به وقوع نمی‌پیوندد، چرا که این دو نوع عدالت ،حداقل به طور مستقیم رفتار و برخورد سرپرستان را محور توجه قرار نمی‌دهند. به هر حال، یافته این پژوهش در حوزه نقش، تعدیل‌کننده فاصله قدرت در رابطه عدالت تعاملی با تلاش برای خروج یا تغییر باشگاه با یافته‌ها و نظرات محققانی چون هافستد (1980) و لایند (2001) همسویی نشان می‌دهد.

در           پایان باید به محدودیت‌هایی که در پژوهش حاضر وجود داشته است، اشاره کرد. در درجه اول رفتارهای مخرب در این پژوهش به خروج، غفلت و اعتراض پرخاشگرانه محدود بود. از این رو، در تعمیم نتایج به دیگر رفتارهای مخرب باید احتیاط شود. همین مسئله در مورد ارزش‌های فرهنگی که به مادی‌گرایی و فاصله قدرت محدود بود، نیز باید رعایت شود. درعین‌حال رفتارهای مخرب به صورت خود گزارش دهی مورد سنجش قرارگرفته و لذا در این نوع خودگزارش‌دهی‌ها، احتمال سوگیری وجود دارد. با توجه به این محدودیت‌ها، به پژوهشگران علاقه‌مند پیشنهاد می‌شود که ارزش‌های اجتماعی و فرهنگی دیگر را نیز در رابطه بین ابعاد عدالت و بی‌عدالتی، با دیگر رفتارهای مخرب مورد بررسی قرار دهند تا بتوان در باب صحت و سقم فرایند تأثیر متضاد و پردازش جهت‌دار شناختی نیز داوری کرد.

  • منابع

    • حسن‌زاده، رمضان (1382) روش‌های تحقیق در علوم رفتاری. چاپ اول، تهران: انتشارات ساوالان
    • گل‌پرور، محسن و اشجع، آرزو (1386) «رابطه باورهای سازمان عادلانه با پیوستگی گروهی، احترام گروهی، مشارکت در تصمیم‌گیری، تعارض نقش، ارتباطات سازمانی و رضایت شغلی». مجله علوم انسانی دانشگاه امام حسین). 6، 70.
    • گل‌پرور، محسن و نادی، محمدعلی (1388) «رابطه شناخت عدالت و رفتارهای مشتری‌مداری در پرستاران». مدیریت سلامت. 35.

     

    • Abramson, P.R., & Ingelhart, R. (1995) Value change in global perspective. Ann Arbor, Michigan: University of Michigan Press
    • Aiken, L.S., & West, S.G. (1991) Multiple regression: Testing and interpreting interactions. Newbury Park. CA: Sage
    • Bobocel, D. R., & Zdaniuk, A. (2010) « Injustice and identity: How we respond to unjust treatment depends on how we perceive ourselves». In D. R. Bobocel, A. C. Kay, M. P. Zanna, & J. M. Olson (Eds.), The psychology of justice and legitimacy: The Ontario symposium .Vol. 11.
    • Brockner, J., Ackerman, G., Greenberg, J., Gelfand, M.J., Francesco, A.M., Chen, Z.X., et al (2001) «Culture and procedural justice: The influence of power distance on reactions to voice». Journal of Experimental social Psychology. 37.
    • Cropanzano, R., Prehar, C.A., & Chen, P.Y. (2002) « Using social exchange theory to distinguish procedural from interactional justice». Group Organizational Management, 27.
    • Gelfand, M. J., Erez, M., & Aycan, Z. (2007) «Cross-cultural organizational behavior». In M. I. Posner & M. K. Rothbart (Eds.). Annual review of psychology. vol. 58.
    • Giraud, F., Langevin, P., & Mendoza, C. (2008) «Justice as a rationale for the controllability principle: A study of managers’ opinions». Management Accountability Research.19.
    • Greenberg, J. (1990) «Organizational justice: yesterday, today and tomorrow». Journal of Management. 16(2).
    • Griffin, R.W., O’Leary-kelly, A., & Collins, J.M. (1998) Dysfunctional behavior in organizations: Violent and deviant behavior: Part A. JAI Press: Stamford
    • Griffin, R.W., O’Leary-kelly, A., & Collins, J.M. (1998) Dysfunctional behavior in organizations: Violent and deviant behavior: Part2. JAI Press: Stamford
    • Gudykunst, W.B., & Ting-Toomey, S (1988) Culture and interactional communication. Newbury Park.CA: Sage
    • Hagedoorn, M., Buunk, B.P., & Van de Vliert, E. (1998) « Opening the black box between justice and reactions to an unfavorable outcome in the workplace». Social Justice Research. 11.
    • Hagedoorn, M., Van YPeren, N.W., Van de Vliert, E., & Buunk, B.P. (1999) «Employees’ reactions to problematic events: A circumplex structure of five categories of responses, and the role of job satisfaction». Journal of organizational Behavio. 20.
    • Hofstede, G.H. (1980) Culture’s consequences: International differences in work related values. Beverly Hills: CA: Sage
    • Huffman, C., & Cain, L.B. (2001) « Adjustment in performance measures: distributive and procedural justice effects on outcome satisfaction». Psychology and Marketing.18(6).
    • Ingelhart, R (1993) « World value survey 1990-1991». WVS Program. J.D. Sustems, S.L.ASEP S.A.
    • Kim, T-Y., & Leung, K. (2007) « Forming and reacting to overall fairness: A Cross-cultural comparison». Organizational Behavior and Human Decision Processes. 104.
    • Kirkman, B.L., Chen, G., Farh, J.L., Chen, Z.X., & Lowe, K.B. (2009) «Individual power distance orientation and follower reactions to transformational leaders: A cross-level, cross-cultural examination». Academy of Management Journal. 52.
    • Lam, S.S.K., Schjaubroeck, J., & Aryee, S (2002) « Relationship between overall fairness and employee work outcomes: A Cross national study». Journal of Organizational Behavior. 23.
    • Li, A., & Cropanzano, R. (2009) « Do East Asians respond more/less strongly to organizational justice than North Americans? A meta-analysis». Journal of Management Studies. 46(5).
    • Lind, E.A. (2001) « Fairness heuristic theory: justice Judgments as pivotal cognitions in organizational relations». In J.Greenberg & R.Cropanzano (Eds.), Advances in overall fairness.Stanford, Ca: Stanford University Press.
    • Masterson, S.S., Lewis, K., Goldman, B.M., Tayler, M.S. (2000)                        « Integrating justice and social exchange: the differing effects of fair procedures and treatment on work relationships». Academy of Management Journal. 43(4).
    • Moorman, R.H. (1991)« Relationship between organizational justice and organizational citizenship behavior: do fairness perceptions influence employee citizenship?». Journal of Applied Psychology. 76(6).
    • Richins, M.L., & Dawson, S. (1992)« A consumer values orientation for materialism and its measurement: Scale development and validation». Journal of Consumer Research.19.
    • Rupp, D. E (2011) « An employee-centered model of organizational justice and social  responsibility». Organizational Psychology Review.
    • Rupp, D. E. & Paddock, E. L. (2010) « From justice events to justice climate: A multilevel temporal model of information aggregation and judgment». Research on Managing Groups and Teams. 13. 
    • Rupp, D. E., Shao, R., Liao, H., & Jones, K. (2011) « Multi-foci justice and the target similarity model: A meta-analysis». Working Paper. 
    • Rusbelt, C.E., Farrell, D., Rogers, G., & Mainous, A.G (1988)« Impact of variables on exit, voice, loyalty and neglect: an integrative model of responses to declining job satisfaction». Academy of Management Journal. 31.
    • Schwartz, S. H. (2008) Cultural value orientations: Nature and implications of national differences. Moscow: State University-Higher School of Economics Press
    • Shao, R (2011) « Do organizational justice theories generalize cross culturally? A study within china and a comparison study of Canada and china». Unpublished Doctoral Dissertation, the Faculty of Graduate Studies (Business Administration).  The University of British Columbia (Vancouver).
    • Shao, R., Rupp, D. E., Skarlicki, D. P., Jones, K. (2011) Employee justice across cultures: A meta-analytic review. Paper  Under Review. 
    • Smart Richman, L., & Leary, M. R. (2009) « Reactions to discrimination, stigmatization, ostracism, and other forms of interpersonal rejection: A multi-motive model». Psychological Review. 116.
    • Tibbs, H. (2011) « Changing cultural values and the transition to sustainability». Journal of Futures Studies, 15(3).
    • Van YPeren, N.W. (1996)« Communal orientation and the syndrome among nurses: A replication and extension». Journal of Applied Social Psychology. 26.
    • Van YPeren, N.W. (1998)« Informational support, equity, and burnout: The moderating effect of self-efficacy». Journal of Occupation, Organizational Psychology. 71.
    • Van YPeren, N.W., Hagedoorn, M., Zweers, M., & Postma, S. (2000)               « Injustice and employees’ destructive responses: The mediating role of state negative affect». Social Justice Research. 13(3).
    • Warren, M. A. (2010) « Identifying the relationship between employee sabotage and organizational justice». Master’s Thesis, Ohio University.