نوع مقاله : مقاله پژوهشی
نویسندگان
1 روانشناسی ، علوم تربیتی و روانشناسی، دانشگاه پیام نور ، یزد،ایران
2 استادیار گروه مدیریت دولتی، دانشگاه پیام نور
چکیده
مقدمه: با توجه به شیوع فزاینده پرسهزنی اینترنتی کارکنان در محیط کار و پیامدهای منفی این پدیده نظیر کاهش بهرهوری و اتلاف منابع، بررسی این گونه رفتارها و علل بروز آن در محیط کار سودمند است. لذا هدف از پژوهش حاضر بررسی تاثیر بار کاری ذهنی بر پرسهزنی اینترنتی کارکنان در محیط کار با توجه به نقش واسطه‌ای سایش اجتماعی بود.
روش: تحقیق حاضر از لحاظ هدف، کاربردی و از لحاظ روش، در زمره تحقیقات توصیفی بود. جامعه آماری تحقیق کلیه کادر اداری دبیرستانهای شهر یزد بود. نمونه آماری به حجم 120 نفر به روش نمونهگیری خوشهای تصادفی انتخاب شد. جهت سنجش متغیرهای پژوهش از مقیاس‌های پرسهزنی اینترنتی (استودارت،2016)، بار کاری ذهنی (روبیووالدهیتا، لوپزنونز، لوپزهیگز و دیازرامیرو، 2017) و سایش اجتماعی (حمزه، 2018) استفاده شد. جهت بررسی فرضیه‌ها از مدلسازی معادلات ساختاری توسط نرمافزار Smart-PLS نسخه 2 استفاده شد.
نتایج: نتایج نشان داد افزایش بار کاری ذهنی در کارکنان، باعث افزایش میزان پرسهزنی اینترنتی میشود و میزان تاثیر 159/0 و مستقیم است. بار کاری ذهنی بر پرسه زنی اینترنی از طریق متغیر میانجی سایش اجتماعی میزان 515/0 تاثیر غیرمستقیم نیز دارد. میزان تاثیر بار کاری ذهنی بر سایش اجتماعی در محیط کار 723/0 و مستقیم است. همچنین سایش اجتماعی بر پرسهزنی اینترنتی به میزان 712/0 تاثیر مثبت و معنیدار دارد.
نتیجهگیری: بار کاری ذهنی هم به صورت مستقیم و هم به صورت غیرمستقیم و از طریق نقش واسطه‌ای سایش اجتماعی بر پرسه-زنی اینترنتی کارکنان در محیط کار تاثیر دارد و تاثیر غیرمستقیم آن بیشتر از تاثیر مستقیم است.
کلیدواژه‌ها
عنوان مقاله [English]
Effect of Mental Workload on Employees Cyberloafing: Mediating Role of Social Undermining
نویسندگان [English]
- mahmood kamali zarch 1
- Hamideh Shekari 2
1 Psychology، Education&Psychology، Payame-Noor University، Yazd ،Iran
2 Assistant professor, Department of Public Administration, Payame Noor University
چکیده [English]
Introduction: The aim of present study is investigating the Effect of mental workload on employee cyberloafing at workplace with considering the mediating role of social undermining.
Method: Present study is an applied research in terms of purpose and a descriptive-survey research in terms of method. The statistical population of this research is personnel of high schools in Yazd city. A sample comprising of 120 members was selected using clustering random sampling method. The statistical instruments consisted of three questionnaires including cyberloafing scale (Stoddart, 2016), mental workload scale (Rubio-Valdehita, López-Núñez, López-Higes & Díaz-Ramiro, 2017) and social undermining scale (Hamza, 2018). Reliability of the scales were confirmed by Cronbach’s Alfa and composite reliability. Validity of the scales were confirmed by confirmatory factor analysis. Data analysis, was done using descriptive statistics (mean, standard deviation, skewness and kurtosis) and inferential statistics (correlation test, confirmatory factor analysis and structural equation modeling) using SPSS 22 and Smart-PLS 2 softwares.
Results: The results showed that there were significant correlations between all research variables. Also, mental workload has direct, positive and significant impact (0.515) on cyberloafing. Mental workload has indirect and significant impact (0.159) on cyberloafing too. Mental workload can predict social undermining at workplace positively and its direct effect is 0.723. Also, social undermining has direct, positive and significant impact (0.712) on cyberloafing.
Conclusion: Mental workload has direct effect on cyberloafing at workplace and also indirect effect via the mediating role of social undermining and indirect effect is more than direct effect.
کلیدواژه‌ها [English]
- Mental Workload
- Cyberloafing
- Social Undermining
امروزه در بسیاری از کشورها استفاده از اینترنت به عنوان یک بخش جداییناپذیر از زندگی روزانهی
مردم و ابزاری حیاتی برای فعالیتهای مختلف به حساب میآید (خالقیان، سجادیان، فاتحیزاده و منشئی، 1398). اینترنت به عنوان یکی از مهمترین اختراعات قرن بیستم، نحوه ارتباط برقرار کردن مردم با دیگران،
انتشار اطلاعات، انجام کسب و کار و سرگرمی را تغییر داده است (واحدی، الهدادی و غلامی، 1398). تعاملات اینترنتی در زندگی روزمره انسانها نقش مهمی دارد و بسیاری از نیازهای آنها را در ابعاد مختلف تحت پوشش قرار میدهد (حیدری، 1397). با وجود این و علیرغم امتیازها و قابلیتهای فراوان، اینترنت مشکلات جدی را ایجاد کرده است (شکرافشان، عسکریزاده و باقری، 1396). به عنوان مثال با ایجاد وابستگی در انسان به خود، موجب اثرات نامطلوبی شده است (مرزوقی و حیدری، 1397). استفادۀ بیرویه از اینترنت میتواند تاثیر منفی بر زندگی افراد گذاشته و رفتارهای اجتماعی، سلامتی، عادات و مهارتهای آنان را تحت تأثیر قرار دهد (کسر، کاووک و نومانوگلو[1]، 2016). حاصل استفاده مفرط از اینترنت، ظهور پدیدههای اجتماعی-روانشناختی از جمله اضطراب فناوری، اعتیاد اینترنتی و تعدی سایبری است. یکی از این پدیدهها که امروزه در جامعه رایج شده است، به پرسهزنی اینترنتی[2] معروف شده است و به یک نگرانی جدی در حوزه اجتماعی تبدیل شده است (آکبولوت، دورسن، دونمز و ساهین[3]، 2016).
پرسهزنی اینترنتی تحت عنوان اصطلاحاتی نظیر انحراف اینترنتی، سوء استفاده از اینترنت نیز مطرح شده است (سائو، چانداک، پاتل و باداد[4]، 2020). پرسهزنی اینترنتی در حال رخنه کردن در قشرهای مختلف اجتماع است. تحقیقات پیشین نفوذ این پدیده را بین دانشآموزان (ویلارد[5]، 2007)، دانشجویان (حیدری، 1397)، کارمندان (صالح، داکا، عبدالرحیم و ساکالا[6]، 2018)، معلمان (دوراک و ساریتپکی[7]، 2018) و ... گزارش کردهاند. یکی از حوزههای نفوذ پرسهزنی اینترنتی حوزه سازمان و در بین کارکنان در محیط کار است (صالح، داکا، عبدالرحیم و ساکالا[8]، 2018).
پرسهزنی اینترنتی در محیط کار را بخشی از رفتارهای کارکنان در محیط کار تعریف میکنند که توسط کامپیوتر و به خصوص با استفاده از اینترنت انجام میشود و از سوی سرپرستان به عنوان یک وظیفه کاری تلقی نمیشود (اسمعیلی، ایزدپناه و یگانه دلجو، 1395). پرسهزنی اینترنتی در محیط کار به صورت استفاده شخصی از فناوری اطلاعات و ارتباطات یک سازمان در طول ساعت کاری تعریف میشود (وو، می و آگرین، 2018). پرسهزنی اینترنتی یکی از انواع رفتارهای کاری مخرب مدرن در محیط کار محسوب میشود (سائو، چانداک، پاتل و باداد، 2020).
پرسهزنی اینترنتی شامل رفتارها و فعالیتهای گوناگون است و دامنهای از فعالیتها نظیر انجام فعالیتهای فردی (مانند انجام امور بانکی، امور مسافرت، خرید و شغلیابی)، فعالیتهای اجتماعی (مانند چک کردن شبکههای اجتماعی، چت، ارسال پیام و ایمیل)، جستجوی اطلاعات (مانند جستجوی اطلاعات مورد نیاز، تصاویر و فیلم)، و آگاهی از اخبار (مانند بررسی سایتهای خبری، ورزشی و هواشناسی) را در بر میگیرد (حیدری، 1397). مهمترین و رایجترین فعالیتهای پرسهزنی اینترنتی در محیط کار را استفاده از شبکهها و رسانههای اجتماعی، چت کردن، بازیهای اینترنتی آنلاین، بازدید از وبسایتها، دیدن یا دانلود فیلم و موسیقی، دانلود بازیها و برنامهها، ارسال و چک کردن پست الکترونیک و انجام خریدهای آنلاین میدانند (دوراک و ساریتپکی، 2018).
رفتارهای پرسهزنی اینترنتی در محیط کار به دو گروه کماهمیت و پراهمیت تقسیمبندی میشوند. رفتارهای کماهمیت دربرگیرنده انجام امور شخصی با اینترنت در محل کار است. نظیر چک کردن ایمیل و بازدید از سایتهایی که ارتباطی به شغل ندارد. رفتارهای پراهمیت شامل استفاده از سایتهای غیرایمن در محیط کار است که ممکن است به سیستم سازمان آسیب برساند (صالح، داکا، عبدالرحیم و ساکالا، 2018).
پرسهزنی اینترنتی در محیط کار منجر به نتایج و پیامدهای منفی مانند کاهش بهرهوری، اتلاف منابع، افزایش خطر هک شدن کامپیوترها، نقض حق نشر آنلاین و پخش ویروس میشود (چو، سینها و ژائو[9]، 2008). با توجه به شیوع فزاینده رفتارهای پرسهزنی اینترنتی در سازمانها و هزینههای مرتبط با آن بسیار سودمند است تا سازمانها به بررسی اینگونه رفتارها در بین کارکنان خود بپردازند و متغیرهای سهیم در چنین رفتارهایی را شناسایی کنند و یا حداقل عوامل بالقوهای که میتوانند وقوع یا رخداد این رفتارها را در محیطهای کار پیشبینی نمایند تشخیص دهند. چنین تشخیص و شناسایی، عملیاتی کردن برنامهها و راهبردهای کاهش و مهار این رفتارها را در محیط کار میسر میسازد. عوامل متعددی باعث گرایش کارکنان به فعالیتهای پرسهزنی اینترنتی میشود. پژوهشهای گذشته مبین عواملی نظیر استرس شغلی، تعارض نقش، خصوصیات شغل (آرشاد، آفتاب و حیفظا[10]، 2016)، ویژگیهای دموگرافیک و وضعیت استفاده از فناوری اطلاعات و ارتباطات (دوراک و ساریتپکی، 2018)، عادات، عوامل اجتماعی، شرایط تسهیلکننده (کوی، سوه و چو[11]، 2017) و ... هستند. به نظر میرسد بار کاری ذهنی نیز عامل دیگری برای پرسهزنی اینترنتی در محیط کار باشد (استودارت، 2016). لذا در این تحقیق تاثیر این عامل به عنوان متغیر مستقل بررسی میشود.
بـار کاری عبارت اسـت از مقدار کار کلی که در یک بازه زمانی مشـخص توسـط فرد یـا تیمی از افراد انجام میگیرد (بخشی، مظلومی و حسینی، 1395). بار کاری به صـورت جسمانی و فکری است و هــر دو همواره با یکدیگر در ارتباطند و زمانی که یک فرد وظیفهای خاص را انجام میدهد به طور کامل نمیتوان آن دو را از هم جدا نمود. بار کار فکری واژهای عمومی اسـت کـه برای تشریح فکر صرف شده در اجرای کامل نیازهای وظیفه به کار میرود (فلاحی، معتمدزاده، شریفی، حیدریمقدم و سلطانیان، 1395). بار کاری ذهنی متغیر مهمی در درک عملکرد فرد است (چارلز و نیکسون[12]، 2019). بار کاری ذهنی که به صورت سطحی از ﻧﯿﺎز ﻓﮑﺮی و ﺷﻨﺎﺧﺘﯽ ﯾﺎ ﺗﻼش ﺗﺤﻠﯿﻠﯽ ﻣﻮرد ﻧﯿﺎز فرد ﺟﻬﺖ اﻧﺠﺎم ﺗﻘﺎﺿﺎی ﻓﯿﺰﯾﮑﯽ زﻣﺎﻧﯽ و ﻣﺤﯿﻄﯽ ﯾﮏ وﻇﯿﻔﻪ ﻣﺸﺨﺺ تعریف شده است، ﺳﺎﺧﺘﺎری ﭼﻨﺪﺑﻌﺪی و ﭘﯿﭽﯿﺪه دارد ﮐﻪ ﺗﺤﺖ ﺗﺄﺛﯿﺮ ﻧﯿﺎزﻫﺎی ﺧﺎرﺟﯽ وﻇﯿﻔﻪ، ﻣﺤﯿﻂ، ﻓﺎﮐﺘﻮرﻫﺎی ﺳﺎزﻣﺎﻧﯽ و رواﻧﯽ و ﺗﻮاﻧﺎﯾﯽﻫﺎﯾﯽ اداری و ﺷﻨﺎﺧﺘﯽ ﺷﺨﺺ ﻗﺮار دارد. در ﻣﺸﺎﻏﻠﯽ ﮐﻪ ﺑﺎر ﮐﺎری ذﻫﻨﯽ زﯾﺎدی وﺟﻮد دارد ﺑﻪ ﻋﻠﺖ وﺟﻮد ﺧﺴﺘﮕﯽ و ﺑﺮﻧﺎﻣﻪ زﻣﺎنبندی ﻧﺎﻣﻨﺎﺳﺐ، ﮐﺎراﯾﯽ ﮐﻢ ﺷﺪه و ﺑﺎﻋﺚ ﮐﺎﻫﺶ ﺣﺎﻓﻈﻪ، آﺳﯿﺐ ﺑﻪ ﻓﺮاﯾﻨﺪ ﺗﻔﮑﺮ، ﺗﺤﺮﯾﮏﭘﺬﯾﺮی و زودرﻧﺠﯽ اﻓﺮاد و ﮐﺎﻫﺶ ﯾﺎدﮔﯿﺮی ﻓﺮد ﻣﯽﺷﻮد. ﺑﺎر ﮐﺎری ذﻫﻨﯽ ﻣﯽﺗﻮاﻧﺪ ﺑﻪ ﻃﻮر ﻏﯿﺮﻣﺴﺘﻘﯿﻢ ﺑﺮ ارﺗﺒﺎﻃﺎت و ﮐﺎﻫﺶ رﺿﺎﯾﺖ ﺷﻐﻠﯽ، اﻧﮕﯿﺰش و ﻓﺮﺳﻮدﮔﯽ ﺷﻐﻠﯽ کارکنان ﺗﺄﺛﯿﺮ بگذارد (سرسنگی، صابری، حنانی، هنرجو، سلیمآبادی، گروهی و کاظمی، 1395). اگر بارکاری ذهنی بیشتر از حد باشد عملکرد فرد را کاهش میدهد و در آینده نیز روی بهرهوری کل سیستم تاثیر خواهد گذاشت و موجب وارد آمدن هزینههای بسیار به سازمان نیز خواهد گشت (زمانیان، روشنسروستانی، صداقتی، قطمیری و کوهنورد، 1394). همچنین افراد خسته اﺣﺘﻤﺎل ﺑﯿﺸﺘﺮی ﺑﺮای اﻧﺘﺨﺎب رﻓﺘﺎرﻫﺎی ﻣﺨﺎﻃﺮه آﻣﯿﺰ، اهمالکاری، انجام ﮐﺎرﻫﺎی ﻣﯿﺎنﺑﺮ ﺑﺮای اﻧﺠﺎم وﻇﺎﯾﻔﺸﺎن و همجنین گذراندن وقت برای فعالیتهای غیرکاری نظیر پرسه زدن در اینترنت دارند (سرسنگی، صابری، حنانی، هنرجو، سلیمآبادی، گروهی و کاظمی، 1395). لذا به نظر میرسد با افزایش بار کاری ذهنی، پرسهزنی اینترنتی بین کارکنان افزایش یابد.
در این میان به نظر میرسد متغیر سایش اجتماعی[13] بتواند به عنوان میانجی در تاثیر متغیر بار کاری ذهنی بر پرسهزنی اینترنتی بین کارکنان عمل کند. سایش اجتماعی شامل همه رفتارهای تحلیلبرندهای است که در طول زمان کاری از سوی متعاملین با فرد بر وی وارد میشود و باعث تضعیف تواناییهای وی میگردد (نظری، بخیت و عیدیپور، 1396). سایش اجتماعی شامل همه رفتارهای منفی است که در طول زمان از افراد سر میزند و تواناییهای شخص مورد سایش نظیر برقراری و نگهداری روابط مثبت میانفردی، موفقیتهای شغلی، اعتبار و محبوبیت در سازمان را تضعیف میکند (حمزه[14]، 2018). سایش اجتماعی رفتارهای معطوف به کارکنان در محیط کار است که بر روابط کارکنان تأثیر منفی میگذارد یا ارزیابی یا انتقاد منفی با نیت منفی را منتقل میکند (رودریگزمونو، آنتونیو، لئونپرز و رویزولیرا[15]، 2020). سایش اجتماعی به رفتارهای عمدی کارکنان در محیط کار گفته می شود که توانایی کارکنان دیگر را برای حفظ روابط خوب، موفقیت و اعتبار در محیط کار کاهش میدهد (مصطفی، فارلی و زاهاری[16]، 2020).
سایش اجتماعی میتواند دارای دو جنبه فعال و غیرفعال باشد. جنبه فعال شامل بیان مطالب تحقیرآمیز در مورد فرد و جنبه غیرفعال شامل مخفی کردن اطلاعات مهم از فرد در محیط کار میباشد که عموما رفتارهایی هستند که با هدف تضعیف فرد مورد استفاده قرار میگیرد (نصر اصفهانی، علامه، شائمی و تیموری، 1395)
سایش اجتماعی پیامدهای منفی برای سازمان به همراه دارد. این پیامدها در تحقیقات به سه دسته پیامدهای نگرشی، پیامدهای سلامت و بهزیستی و پیامدهای رفتاری تقسیم شده است. پیامدهای نگرشی مانند نگرش شغلی ضعیف که شامل عدم رضایتمندی، تعهد پایین و عدم اعتماد بین افراد میباشد. پیامدهای سلامت و بهزیستی که شامل فشار روحی، تنیدگی و افسردگی میباشد. پیامدهای رفتاری که شامل رفتارهای انحرافی مانند خشونت و خرابکاری، غیبت، وقفه در کار، کندکاری ارادی و رفتارهای غیرشهروندی میباشد. این پیامدها میتواند منجر به روابط نابهنجار کارکنان با ذینفعان داخلی و خارجی سازمان نظیر مشتری، همکار و حتی خانواده فرد، بروز سوانح و حوادث شغلی و نهایتا کاهش بهرهوری فردی و سازمانی شود (الوانیوانانی و هادیپیکانی، 1396). سایش اجتماعی در بین کارکنان در محیط کار، فرسودگی عاطفی، ضعف در تعاملات و در نهایت افت عملکرد فردی که زمینهساز افت عملکرد سازمانی نیز خواهد بود را بدنبال دارد (احمدی، 1397). از دیگر پیامدهای فردی و سازمانی سایش اجتماعی میتوان به کاهش عزتنفس، فرسایش عاطفی، علائم روانتنی، بهزیستی اندک، رفتارهای شهروندی کمتر، تنهایی، خستگی، بیهدفی، خشم، تنفر، اضطراب، کاهش کیفیت زندگی کاری، افزایش فعالیتهای غیرسازنده، رفتارهای فرساینده متقابل، عدم ماندگاری در سازمان، تمایل بیشتر به ترک خدمت و افزایش جابجایی در محل کار اشاره کرد (رحیمنیا، صادقیان و یزدانی، 1396). با توجه به پیامدهای منفی ذکر شده برای سایش اجتماعی، به نظر میرسد وجود سایش اجتماعی بین کارکنان بتواند تاثیرگذاری بار کاری ذهنی بر پرسهزنی اینترنتی را تسریع کند و پرسهزنی اینترنتی را بیش از پیش افزایش دهد.
لذا از آنجا که افزایش کیفیت در مدارس و نهادینه کردن نظم در دانش آموزان، در گرو وجود کادر اداری با انگیزهای است که وظایف خود را به نحو احسن و به موقع انجام دهند و برای دانشآموزان نیز الگو باشند، مسئله اصلی این تحقیق و هدف اصلی این تحقیق، بررسی تاثیر بار کاری ذهنی بر پرسهزنی اینترنتی با توجه به نقش میانجی سایش اجتماعی در بین کارکنان (کادر اداری) دبیرستانهای شهر یزد می باشد. بر این اساس مدل مفهومی تحقیق به صورت شکل 1 است.
شکل 1. مدل مفهومی‌تحقیق
بر اساس مدل مفهومی تحقیق، فرضیههای پژوهش حاضر عبارتند از:
- بار کاری ذهنی بر پرسهزنی اینترنتی در بین کارکنان دبیرستانهای شهر یزد تاثیر معنیدار دارد.
- بار کاری ذهنی بر سایش اجتماعی در بین کارکنان دبیرستانهای شهر یزد تاثیر معنیدار دارد.
- سایش اجتماعی بر پرسهزنی اینترنتی در بین کارکنان دبیرستانهای شهر یزد تاثیر معنیدار دارد.
- سایش اجتماعی در تاثیر بارکاری ذهنی بر پرسهزنی اینترنتی در بین کارکنان دبیرستانهای شهر یزد نقش میانجی دارد.
روش
تحقیق حاضر از لحاظ هدف، کاربردی، از لحاظ زمان، مقطعی و از لحاظ روش در زمره تحقیقات توصیفی است. جامعه آماری این پژوهش شامل کلیه کارکنان اداری دبیرستانهای شهر یزد (اعم از دوره اول و دوم متوسطه) بوده است که در سال تحصیلی 98-1397 در 242 واحد آموزشی مشغول به کار بودهاند (129 واحد در دوره اول متوسطه و 113 واحد در دوره دوم متوسطه). از آنجا که تحقیق حاضر در زمره تحقیقات چندمتغیره میباشد، حجم نمونه تابع تعداد متغیرها در ماتریس همبستگی میباشد. بدین صورت که اگر توزیع متغیرها نرمال باشد، حجم نمونه باید حداقل 5 برابر تعداد متغیرها و اگر توزیع متغیرها نرمال نباشد، حجم نمونه باید حداقل 10 برابر تعداد متغیرها باشد (هومن، 1380). در این تحقیق حجم نمونه بر اساس قاعده حجم نمونه 40 برابر تعداد متغیرها، تعیین شده است. از آنجا که تعداد متغیرهای پنهان تحقیق 3 مورد است، حجم نمونه 120 نفر میباشد. نمونه آماری به روش نمونهگیری تصادفی خوشهای انتخاب شده است. بدین صورت که از هر کدام از دورههای اول و دوم متوسطه در شهر یزد به نسبت آمار کل دبیرستانها، به ترتیب 13 و 11 واحد آموزشی انتخاب شده است. در هر کدام از دبیرستانها کل افرادی که به عنوان کادر اداری مشغول به کار بودهاند (به طور متوسط هر مدرسه 5 نفر) به عنوان گروه نمونه در نظر گرفته شدند.
به منظور تجزیه و تحلیل دادهها در بخش آمار توصیفی از مهمترین شاخصهای مرکزی و پراکندگی دادهها و توصیف نمرات در بین افراد گروه نمونه استفاده شده است. به منظور بررسی فرضیههای تحقیق از روشهای همبستگی، تحلیل عاملی تاییدی و مدلسازی معادلات ساختاری استفاده شده است. کلیه تحلیل های فوق الذکر با استفاده از نرمافزارهای SPSS نسخه 22 و Smart-PLS نسخه 2 انجام شده است.
ابزارهای پژوهش
ابزار گردآوری داده در این پژوهش شامل سه پرسشنامه به شرح زیر میباشد:
الف) پرسشنامه پرسهزنی اینترنتی: برای اندازهگیری پرسهزنی اینترنتی از مقیاس استودارت[17] (2016) استفاده شده است. این مقیاس حاوی 22 سوال میباشد و در قالب طیف پنج درجهای لیکرت از نمره 1 (کاملا مخالف) تا نمره 5 (کاملا موافق) طراحی شده است. جمع نمرههای این 22 سوال به عنوان نمره کلی پرسهزنی اینترنتی محسوب میشود. برای بررسی پایایی این مقیاس از ضریب آلفای کرونباخ و پایایی مرکب[18] استفاده شد که میزان این دو ضریب در این تحقیق برای پرسهزنی اینترنتی به ترتیب 982/0 و 983/0 بوده است. از آنجا که مقادیر محاسبه شده آلفای کرونباخ و پایایی مرکب هر دو بیشتر از 7/0 است، این امر نشانه همسویی درونی خوب و موید پایایی مطلوب مقیاس است (داوری و رضازاده، 1392). خلیلی (1397) آلفای کرونباخ 963/0 و پایایی مرکب 966/0 را برای این ابزار گزارش کرده است. همچنین جاویدی (1397) آلفای کرونباخ 925/0 و پایایی مرکب 935/0 را برای این ابزار به دست آورده است. استودارت (2016) نیز آلفای کرونباخ 94/0 را برای این ابزار گزارش کرده است. در پژوهش حاضر جهت بررسی روایی این ابزار از روش تحلیل عاملی تاییدی و میانگین واریانس استخراجی استفاده شد. نتایج تحلیل عاملی تاییدی متغیر پرسهزنی اینترنتی نشان داد که بارهای عاملی 22 گویه این متغیر بین 805/0 تا 901/0 در نوسان است. از آنجا که مقدار تمامی بارهای عاملی بالای 4/0 بود و همچنین مقدار قدرمطلق تمامی ضرایب معنیداری تی بالای 96/1 بود، این امر روایی همگرای قابل قبول این ابزار را نشان میدهد (داوری و رضازاده، 1392). معیار میانگین واریانس استخراجی نیز برای ابزار پرسهزنی اینترنتی 722/0 به دست آمد. از آنجا که مقدار این معیار بالای 5/0 است، این امر روایی همگرای قابل قبول ابزار تحقیق را نشان میدهد (داوری و رضازاده، 1392).
ب) پرسشنامه بار کاری ذهنی: برای اندازهگیری بار کاری ذهنی افراد از مقیاس روبیووالدهیتا، لوپزنونز، لوپزهیگز و دیازرامیرو[19] (2017) استفاده شده است. این مقیاس حاوی 29 گویه میباشد و نمرات بالاتر بیانگر میزان بیشتر بار کاری ذهنی در افراد میباشد. پاسخها در این مقیاس توسط طیف پنج گزینهای لیکرت از نمره 1 (کاملا مخالف) تا نمره 5 (کاملا موافق) سنجیده شده است. برای بررسی پایایی این مقیاس از ضریب آلفای کرونباخ و پایایی ترکیبی استفاده شد که میزان این دو ضریب در این تحقیق برای بار کاری ذهنی به ترتیب 979/0 و 980/0 بوده است که نشانه همسویی درونی خوب و موید پایایی مطلوب مقیاس است. روبیووالدهیتا، لوپزنونز، لوپزهیگز و دیازرامیرو (2017) آلفای کرونباخ 80/0 را برای این ابزار به دست آوردند. در خصوص بررسی روایی، نتایج تحلیل عاملی تاییدی نشان داد که بارهای عاملی 29 گویه متغیر بار کاری ذهنی بین 675/0 تا 853/0 در نوسان است. از آنجا که مقدار تمامی بارهای عاملی بالای 4/0 و نیز مقدار قدرمطلق تمامی ضرایب معنیداری t-value بالای 96/1 بود، این امر روایی همگرای قابل قبول این ابزار را نشان میدهد (داوری و رضازاده، 1392). مقدار معیار میانگین واریانس استخراجی برای متغیر بار کاری ذهنی 625/0 به دست آمد که روایی همگرای قابل قبول این ابزار را نشان میدهد.
ج) پرسشنامه سایش اجتماعی: برای اندازهگیری سایش اجتماعی از مقیاس حمزه (2018) استفاده شده است. این مقیاس حاوی 13 سوال است و نمرات بالاتر بیانگر میزان بیشتر سایش اجتماعی بین افراد میباشد. پاسخها در این مقیاس توسط طیف پنج گزینهای لیکرت از نمره 1 (کاملا مخالف) تا نمره 5 (کاملا موافق) سنجیده شده است. برای بررسی پایایی این مقیاس از ضریب آلفای کرونباخ و پایایی ترکیبی استفاده شد که میزان این دو ضریب در این تحقیق برای سایش اجتماعی به ترتیب 973/0 و 975/0 بوده است که نشانه همسویی درونی خوب و موید پایایی مطلوب مقیاس است. جلیلی (1398) آلفای کرونباخ 952/0 و پایایی مرکب 958/0 را برای این ابزار به دست آورد و همچنین حمزه (2018) برای مقیاس سایش اجتماعی آلفای کرونباخ 89/0 را گزارش کرده است. در خصوص بررسی روایی، نتایج تحلیل عاملی تاییدی نشان داد که دامنه تغییر بارهای عاملی 13 گویه متغیر سایش اجتماعی از 756/0 تا 916/0 میباشد که این امر روایی همگرای قابل قبول این ابزار را نشان میدهد. همچنین مقدار معیار میانگین واریانس استخراجی برای متغیر سایش اجتماعی 753/0 به دست آمد که روایی همگرای قابل قبول ابزار تحقیق را نشان میدهد.
یافتهها
نتایج تحلیلهای آمار توصیفی متغیرهای جمعیتشناختی تحقیق نشان میدهد که از مجموع 120 شرکتکننده تحقیق، 48 درصد مرد و 52 درصد زن بودند. از نظر سن، 5/7 درصد از مشارکتکنندگان زیر 30 سال، 5/47 درصد بین 30 تا 40 سال، 40 درصد بین 41 تا 50 سال و 5 درصد بالای 50 سال داشتهاند. از نظر تحصیلات، 5/2 درصد از مشارکتکنندگان دارای مدرک دیپلم، 7/16 درصد دارای مدرک کاردانی، 2/59 درصد دارای مدرک کارشناسی و 6/21 درصد دارای مدرک کارشناسی ارشد بودهاند. از نظر سابقه کاری، 8/5 درصد از مشارکتکنندگان سابقه کاری زیر 5 سال، 8/25 درصد بین 6 تا 10 سال، 4/48 درصد بین 11 تا 15 سال، 5/7 درصد بین 16 تا 20 سال و 5/12 درصد سابقه کاری بالای 20 سال داشتهاند.
برای بررسی توزیع متغیرها از دو روش بررسی شاخصهای چولگی و کشیدگی و آزمون کولموگروف-اسمیرنوف استفاده شده است. نتیجه بررسی توزیع متغیرها در جدول 1 آمده است.
|
جدول 1. نتیجه بررسی توزیع متغیرها |
|||||||
|
متغیر |
ضریب چولگی |
خطای استاندارد چولگی |
ضریب کشیدگی |
خطای استاندارد کشیدگی |
آماره آزمون کولموگروف-اسمیرنوف |
Sig آزمون کولموگروف-اسمیرنوف |
|
|
پرسهزنی اینترنتی |
649/0 |
221/0 |
048/1- |
483/0 |
206/0 |
000135/0 |
|
|
بار کاری ذهنی |
154/0 |
221/0 |
673/1- |
483/0 |
183/0 |
000137/0 |
|
|
سایش اجتماعی |
557/0 |
221/0 |
078/1- |
483/0 |
164/0 |
000193/0 |
|
از آنجا که طبق جدول 1 ضرایب چولگی و کشیدگی متغیرها داخل دامنه (1+ تا 1-) قرار ندارد میتوان گفت دادهها از توزیع نرمال برخوردار نیستند. همچنین بنا به نتایج آزمون کولموگروف-اسمیرنوف، از آنجا که Sig. آزمون کمتر از 05/0 است، لذا فرض نرمال بودن توزیع تکتک متغیرها رد میشود و میتوان گفت داده‌های هر سه متغیر از توزیع نرمال برخوردار نیستند. در تجزیه و تحلیل دادهها باید این موضوع مد نظر قرار گیرد. در همین راستا بدلیل نرمال نبودن توزیع دادهها، در بررسی رابطه بین متغیرها از آزمون همبستگی اسپیرمن استفاده و در قسمت مدلسازی معادلات ساختاری برای بررسی فرضیههای تحقیق از نرمافزار Smart-PLS استفاده میشود.
به منظور تصریح دقیقتر وضعیت متغیرهای مورد مطالعه، در این قسمت به ارائه شاخصهای توصیفی متغیرها پرداخته شده است. جدول 2 نشاندهنده میانگین، انحرافمعیار، واریانس و ماتریس همبستگی متغیرهای مطالعه است. نتایج آزمون همبستگی اسپیرمن حاکی از همبستگی مثبت و معنیدار بار کاری ذهنی و سایش اجتماعی با پرسهزنی اینترنتی و همچنین همبستگی مثبت و معنیدار بار کاری ذهنی با سایش اجتماعی در سطح اطمینان 99/0 است.
|
جدول 2. نتیجه آمار توصیفی و همبستگی بین متغیرها |
||||||
|
واریانس |
انحراف معیار |
میانگین |
متغیر |
پرسهزنی اینترنتی |
بارکاری ذهنی |
سایش اجتماعی |
|
1/142 |
1/06875 |
2/4451 |
پرسهزنی اینترنتی |
00/1 |
|
|
|
1/030 |
1/01489 |
2/8463 |
بار کاری ذهنی |
514/0 ** |
00/1 |
|
|
1/135 |
1/06514 |
2/5340 |
سایش اجتماعی |
623/0 ** |
620/0 ** |
00/1 |
برای بررسی سهم تفکیکی تاثیر هر یک از متغیرهای مستقل (بار کاری ذهنی) و میانجی (سایش اجتماعی) در پیشبینی تغییرات پرسهزنی اینترنتی و بررسی مدل پیشنهادی و فرضیات این مطالعه، از مدلسازی معادلات ساختاری با استفاده از نرمافزار Smart-PLS استفاده شده است. نتایج مربوط به ضرایب مسیر در شکل 2 و نتایج مربوط به معنیداری مسیرها در شکل 3 آمده است.
شکل 2. مدل ساختاری تحقیق در حالت تخمین استاندارد
شکل 3. مدل ساختاری تحقیق در حالت تخمین معنیداری
به این دلیل که که تمامی بارهای عاملی گویهها در شکل 2 بالای 4/0 است و همچنین قدرمطلق ضرایب معنیداری t-value گویهها در شکل 3 بالای 96/1 است، میتوان گفت هیچ گویهای نباید از مدل حذف شود. اما قبل از این که بر اساس مدل ساختاری تحقیق در حالت استاندارد و معنیداری به بررسی فرضیههای تحقیق پرداخته شود، باید شاخصهای برازش مدل را کنترل کنیم تا ببینیم مدل این قابلیت را دارد که بر اساس آن فرضیههای تحقیق را بررسی کرد یا خیر.
یکی از شاخصهای برازش مدل شاخص ضریب تعیین است. ضریب تعیین یکی از معیارهایی است که برای متصل کردن بخش اندازهگیری و بخش ساختاری مدلسازی معادلات ساختاری به کار میرود و نشان از تأثیری دارد که یک متغیر برون‌زا (مستقل) بر یک متغیر درونزا (وابسته) میگذارد. مقدار ضریب تعیین تنها برای سازههای وابسته (درونزا) مدل محاسبه میگردد و در مورد سازههای برون‌زا، مقدار این معیار صفر است. هر چه مقدار ضریب تعیین مربوط به سازههای درون‌زای یک مدل بیشتر باشد، نشان از برازش بهتر مدل است. سه مقدار 19/0، 33/0 و 67/0 را به‌عنوان مقدار ملاک برای ضعیف، متوسط و قوی بودن برازش بخش ساختاری مدل به وسیله معیار R2 بیان کردهاند (داوری و رضازاده، 1392). ضریب تعیین برای متغیرهای پرسهزنی اینترنتی و سایش اجتماعی در مدل ساختاری تحقیق حاضر به ترتیب مقادیر 697/0 و 523/0 به دست آمده است که نشان از برازش مناسب مدل است.
شاخص دوم برای بررسی برازش مدل، شاخص Q2 است. این معیار قدرت پیشبینی مدل را مشخص میسازد و در صورتی که در مورد یک سازه درونزا سه مقدار 02/0، 15/0 و 35/0 را کسب کند، به ترتیب نشان از قدرت پیشبینی ضعیف، متوسط و قوی سازه یا سازههای برونزای مربوط به آن دارد. شاخصQ2 برای متغیرهای پرسهزنی اینترنتی و سایش اجتماعی در مدل ساختاری تحقیق حاضر به ترتیب مقادیر 499/0 و 392/0 به دست آمده است که نشان از قدرت پیشبینی قوی مدل است (داوری و رضازاده، 1392).
شاخص دیگر برای بررسی برازش مدل معیار GOF است که برای برازش کلی مدل به کار میرود. نحوه محاسبه این معیار از رابطه زیر است:
GOF=R2
مقادیر اشتراکی[20] در این تحقیق برای متغیرهای پرسهزنی اینترنتی، سایش اجتماعی و بار کاری ذهنی به ترتیب برابر با 722/0، 753/0 و 625/0 هستند. میانگین مقادیر اشتراکی برابر است با عدد 70/0 و میانگین ضرایب تعیین برابر با 61/0 است. با جاگذاری اعداد در فرمول فوق مقدار معیار GOF عدد 776/0 به دست آمد که با توجه به سه مقدار 01/0، 25/0و 36/0 به عنوان مقادیر ضعیف، متوسط و قوی برای این معیار (داوری و رضازاده، 1392)، میتوان گفت مدل تحقیق از برازش قوی برخوردار است.
حال که شاخصهای برازش نشان داد که مدل ساختاری تحقیق از برازش قابل قبولی برخوردار است، بر اساس نتایج مدل ساختاری تحقیق در حالت استاندارد و معنیداری (شکلهای 2و3) به بررسی فرضیههای 1 و 2 و 3 تحقیق میپردازیم. نتیجه بررسی سه فرضیه اول تحقیق در جدول 3 آمده است.
جدول 3. نتیجه بررسی سه فرضیه اول تحقیق
|
نتیجه |
ضریب معناداری |
ضریب استاندارد |
مسیر |
فرضیه |
||
|
تایید فرضیه |
140/2 |
159/0 |
پرسهزنی اینترنتی |
← |
بارکاری ذهنی |
اول |
|
تایید فرضیه |
781/15 |
723/0 |
سایش اجتماعی |
← |
بار کاری ذهنی |
دوم |
|
تایید فرضیه |
166/11 |
712/0 |
پرسهزنی اینترنتی |
← |
سایش اجتماعی |
سوم |
همانگونه که در جدول 3 قابل مشاهده است، هر سه مسیر معنیدار هستند. زیرا قدرمطلق ضرایب معنیداری آنها بالای 96/1 است. لذا در خصوص مسیر فرضیه اول میتوان گفت بار کاری ذهنی بر پرسه زنی اینترنتی تاثیر مثبت و معنیدار دارد. بدین معنی که افزایش بار کاری ذهنی در کارکنان، باعث افزایش میزان پرسهزنی اینترنتی میشود و میزان این تاثیر 159/0 و مستقیم است. در خصوص مسیر فرضیه دوم میتوان گفت بار کاری ذهنی پیشبینی کننده مثبت رفتار سایش اجتماعی در محیط کار است و می توان نتیجه گرفت که افزایش بار کاری ذهنی در کارکنان، باعث افزایش میزان سایش اجتماعی در محیط کار می شود و میزان این تاثیر 723/0 و مستقیم است. همچنین در خصوص مسیر فرضیه سوم میتوان گفت سایش اجتماعی بر پرسه زنی اینترنتی تاثیر مثبت و معنیدار دارد. بدین معنی که افزایش سایش اجتماعی در کارکنان، باعث افزایش میزان پرسهزنی اینترنتی میشود و میزان این تاثیر 712/0 و مستقیم است.
فرضیه چهارم تحقیق توسط آزمون سوبل بررسی شد. نتیجه بررسی این فرضیه در جدول 4 آمده است.
|
جدول 4. نتیجه بررسی فرضیه چهارم تحقیق |
|||||||||
|
مسیر |
آماره Z |
سطح معناداری |
اثر غیر مستقیم |
نتیجه |
|||||
|
بار کاری ذهنی |
← |
سایش اجتماعی |
← |
پرسهزنی اینترنتی |
113/9 |
0001/0 |
515/0 |
تایید فرضیه |
|
از آنجا که طبق جدول 4، آماره آزمون سوبل برابر با 113/9 و بیش از 96/1 است و همچنین سطح معنیداری آزمون برابر با 0001/0 و کمتر از 05/0 می باشد، در نتیجه در سطح اطمینان 95% تاثیر متغیر میانجی تایید میشود و میتوان گفت بار کاری ذهنی بر پرسه زنی اینترنی، علاوه بر تاثیر مستقیم (159/0)، تاثیر غیرمستقیم نیز دارد. این تاثیر از طریق متغیر میانجی سایش اجتماعی است و میزان این تاثیر 515/0 است. لذا همانگونه که مشاهده میشود تاثیر غیرمستقیم بار کاری ذهنی بر پرسهزنی اینترنی کادر اداری دبیرستانهای شهر یزد از طریق متغیر سایش اجتماعی، بیش از تاثیر مستقیم آن است.
بحث و نتیجهگیری
از زمانی که فنّاوریها رشد و توسـعه زیادی پیدا کردند، رایانهها و فنّاوریهای اینترنتی بخـش مهمـی از کارها و واقعیـتهـای زندگی مردم را در برگرفت. اثر چنـین شـرایطی بـه صورتی شده است که رایانه و فنّاوریهای اینترنت پایه و اسـاس بـسیاری از پدیــدههــای الکترونیکــی ماننــد ارتباطــات الکترونیکــی، آمــوزش الکترونیکی، سلامت الکترونیکی، تجارت الکترونیکـی و ماننـد اینهـا میباشد. با وجود همه منافعی که ظهور گـسترده فنّـاوری در زندگی انسان داشته است، ولی با ایجاد وابستگی انسان بـه خـود، اثـرات منفی مختلفی هم در زندگی آنان داشته است، که از جمله آثار منفـی آن، بروز و ظهور رفتار پرسهزنی اینترنتی کارکنان در محیط کار است (مرزوقی و حیدری، 1397). فنّاوری اطلاعات و ارتباطات برخلاف مزیتهای زیادی که برای سازمانها دارد، نگرانـیهـا را نیز افزایش داده است. در این راستا، از مشکلات عمده سازمانها و ادارات استفاده زیاد و غیرمسئولانه برخی از کارکنان از اینترنـت بـرای مقاصـد شخصی غیرکاری است. این امر نه تنهـا موجب هـدر رفتن منابع سازمان میشود، بلکه وقتی را که فرد باید صرف کار و فعالیتهای شغلی خود کند، به بطالت گذرانده میشود که پیامد آن میتواند اثر منفی بر عملکرد و بهرهوری فرد و سازمان باشد (جاویدی، 1397). با توجه به اثرات منفی رفتار پرسهزنی اینترنتی کارکنان در محیط کار، هدف از انجام این تحقیق بررسی تاثیر بار کاری ذهنی بر پرسهزنی اینترنتی با توجه به نقش میانجی سایش اجتماعی در بین کادر اداری دبیرستانهای شهر یزد بود.
برای دستیابی به این هدف از مدلسازی معادلات ساختاری استفاده شد. نتایج نشان داد که بار کاری ذهنی بر پرسهزنی اینترنتی تاثیر مثبت و معنیدار دارد. بدین معنی که افزایش بار کاری ذهنی در کارکنان، باعث افزایش میزان پرسهزنی اینترنتی میشود و کاهش بار کاری ذهنی در کارکنان، میتواند میزان پرسهزنی اینترنتی کارکنان در محیط کار را کاهش دهد. لذا با کاهش بار کاری ذهنی کارکنان میتوان میزان پرسهزنی اینترنتی آنها را کاهش داد. این نتیجه با نتیجه تحقیق هاردیانی، رهاردجا و یونیاوان[21] (2017) ناهمسو است. آنها دریافتند که بار کاری ذهنی بر رفتار پرسهزنی اینترنتی کارکنان تاثیر ندارد. پیشنهاد کاربردی برای پژوهش حاضر در حوزه نتیجه این فرضیه معطوف به کمک به کارمند در تصمیمگیریهای دشوار کاری، دادن زمانهای کوتاه برای استراحت به کارکنانی که وظایف دشوار و زیادی روی دوششان است، کمک به کارکنان در درک اطلاعاتی که درکشان دشوار است و همچنین صحبت با کارکنان و شنیدن مشکلات و دشواریهای کارشان است.
همچنین این تحقیق نشان داد بار کاری ذهنی پیشبینیکننده مثبت رفتار سایش اجتماعی در محیط کار است. بدین معنی که افزایش بار کاری ذهنی در کارکنان، باعث افزایش میزان سایش اجتماعی در محیط کار میشود. لذا میتوان با کاهش بار کاری ذهنی افراد، باعث کاهش سایش اجتماعی بین کارکنان در محیط کار شد. این نتیجه با نتیجه تحقیق میر و چو[22] (2019) همسو است. این محققان دریافتند انگیزش و بار کاری ذهنی بر رفتارهای سایشی در بین همکاران تاثیر دارد. نتایج نشان داد بهبود انگیزش در کارکنان، رفتارهای سایشی را کاهش میدهد و افزایش بار کاری، رفتارهای سایشی را افزایش میدهد. پیشنهاد کاربردی در این حوزه جهت کاهش سایش اجتماعی کارکنان در محیط کار عبارتند از: توجه مدیر به کارکنان به صورت فردی تا کارکنان در سازمان احساس احترام و ارزشمندی داشته باشند، عدم تنبیه سخت و شدید هنگامی که کارکنان کاری را سهوا و بهندرت اشتباه انجام میدهند و همچنین دادن اطلاعات و آموزشهای لازم به کارکنان زمانی که کارشان نیازمند داشتن اطلاعات جدید است.
همچنین نتیجه دیگر این تحقیق حاکی از این است که سایش اجتماعی بر پرسهزنی اینترنتی تاثیر مثبت و معنیدار دارد. بدین معنی که افزایش سایش اجتماعی در بین کارکنان، باعث افزایش میزان پرسهزنی اینترنتی آنها در زمان کاری میشود. در بررسی سوابق پژوهش، تحقیق مشابهی که چنین فرضیهای را بررسی کرده باشد مشاهده نشد. پیشنهاد کاربردی در این حوزه جهت کاهش میزان پرسهزنی اینترنتی کارکنان در محیط کار از طریق کاهش سایش اجتماعی عبارتند از: مدیران به کارکنان احترام بگذارند و شان آنها را در بین همکاران و دانشآموزان حفظ کنند، اطلاعات را بدون تبعیض بین کارکنان تسهیم کنند.
از محدودیتهای مهم این تحقیق میتوان به محدود بودن جامعه آماری آن به کارکنان اداری دبیرستانهای شهر یزد اشاره کرد که این امر تعمیم پژوهش را با دشواری روبرو میسازد. دیگر محادودیت این پژوهش محدود شدن به روششناسی میباشد که از ابزار پرسشنامه استفاده شده است که برخی از پاسخهای آزمودنیها را تحت تأثیر قرار میدهد. برای انجام تحقیقات آتی در حوزه متغیرهای این تحقیق، توصیه می شود به موارد زیر توجه شود: تاثیر عواملی دیگر به جز بار کاری ذهنی و سایش اجتماعی بر پرسهزنی اینترنتی کارکنان بررسی شود؛ چراکه ضریب تعیین بدستآمده در این مطالعه نشان میدهد که علاوه بر بار کاری ذهنی و سایش اجتماعی، عواملی دیگر نیز پرسهزنی اینترنتی کارکنان را تبیین میکنند. همچنین از آنجا که پرسهزنی اینترنتی کارکنان در سازمان، روی مواردی نظیر اعتبار سازمان، وجهه سازمان، بهرهوری سازمان و ... اثر می گذارد، توصیه می شود رابطه این متغیرها با پرسهزنی اینترنتی مورد بررسی قرار گیرد.
[1]. Keser, Kavuk & Numanoglu
[2]. Cyberloafing
[3]. Akbulut, Dursun, Dönmez & Şahin
[4]. Sao, Chandak, Patel & Bhadade
[5]. Willard
[6]. Saleh, Daqqa, AbdulRahim & Sakallah
[7]. Durak & Saritepeci
[8]. Saleh, Daqqa, AbdulRahim & Sakallah
[9] . Chou, Sinha & Zhao
[10] . Arshad, Aftab & Hifza
[11] . Koay, Soh & Chew
[12] . Charles & Nixon
[13] . Social Undermining
[14] . Hamza
[16] . Mostafa, Farley & Zaharie
[17]. Stoddart
[18] .Composite Reliability (CR)
[19]. Rubio-Valdehita, López-Núñez, López-Higes & Díaz-Ramiro
[20] Communalities
[21].Hardiani, Rahardja & Yuniawan
Performance and Behavior. International Journal of Recent Technology and Engineering, 8(5), 1509-1515.
)