تاثیر بار کاری ذهنی بر پرسه زنی اینترنتی کارکنان: نقش میانجی سایش اجتماعی

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:

  1. بار کاری ذهنی بر پرسه­زنی اینترنتی در بین کارکنان دبیرستان­های شهر یزد تاثیر معنی­دار دارد.
  2. بار کاری ذهنی بر سایش اجتماعی در بین کارکنان دبیرستان­های شهر یزد تاثیر معنی­دار دارد.
  3. سایش اجتماعی بر پرسه­زنی اینترنتی در بین کارکنان دبیرستان­های شهر یزد تاثیر معنی­دار دارد.
  4. 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

-        احمدی، کیومرث. (1397). الگویی جهت بسط مفهومی سایش اجتماعی پرستاران و ارزیابی آن. مجله علمی دانشگاه علوم پزشکی کردستان، 23(1)، 109-99.
-        اسمعیلی، فرید؛ ایزدپناه، نوروز؛ یگانه دلجو، فرخنده. (1395). رتبه­بندی ابعاد تأثیرگذار سایبرلوفینگ (گشت­زنی اینترنتی) بر عملکرد شغلی در شعب بانک آینده گیلان، مازندران و گلستان. اولین کنفرانس ملی جهان اقتصاد و مدیریت، تهران.
-        الوانی وانانی، سیامک؛ هادی پیکانی، مهربان. (1396). رابطه بین سایش اجتماعی و رفتار سکوت سازمانی در کارکنان پایگاه هوایی شهید بابایی اصفهان. فصلنامه مطالعات منابع انسانی، 6(25)،  186-165.
-        بخشی، احسان؛ مظلومی، عادل؛ حسینی، سیدمصطفی. (1395). بررسی بار کار ذهنی و عوامل مؤثر بر آن در پرستاران یکی از بیمارستان­های کرمانشاه. مجله مهندسی بهداشت حرفه­ای، 3(4)، 60-53.
-        جاویدی، بهنام. (1397). بررسی تاثیر پرسه­زنی اینترنتی کارکنان بر بهره­وری کارکنان در بیمارستان مادر و کودک غدیر شیراز. پایان­نامه کارشناسی ارشد. گروه مدیریت دولتی، دانشگاه پیام نور.
-        جلیلی، نسرین. (1398). بررسی تاثیر بدبینی کارکنان بر سایش اجتماعی با توجه به متغیرهای پنهان­سازی دانش و جو تسهیم دانش در سازمان. پایان­نامه کارشناسی ارشد. گروه مدیریت دولتی، دانشگاه پیام نور.
-        حیدری، الهام. (1397). بررسی تأثیر پرسه­زنی سایبری بر احساس نشاط و مشغولیت تحصیلی دانشجویان پزشکی. آموزش بهداشت و ارتقای سلامت ایران، 6(3)، 212-203.
-        خالقیان، آرزو؛ سجادیان، ایلناز؛ فاتحی زاده، مریم؛ منشئی، غلامرضا. (1398). بررسی نقش میانجی نگرش به هرزه نگاری و خودکنترلی در رابطه بین پایبندی مذهبی و میل به هرزه­نگاری اینترنتی. پژوهش­های روانشناسی اجتماعی، 36، 72-55.
-        خلیلی ورنامخواستی، سمیه. (1397). بررسی نقش پرسه­زنی اینترنتی و ذهن­آگاهی کارکنان در تأثیر حجم زیاد کار بر فرسودگی شغلی. پایان­نامه کارشناسی ارشد. گروه مدیریت دولتی، دانشگاه پیام نور.
-        رحیم­نیا، فریبرز؛ صادقیان، سمانه؛ یزدانی، پروانه. (1396). بررسی نقش تعدیل­گر عزت­نفس در رابطه بین اصطکاک اجتماعی و فرسوگی شغلی در پرستاران بیمارستان­های خیریه شهر مشهد. مرکز تحقیقات مراقبتهای پرستاری دانشگاه علوم پزشکی ایران (نشریه پرستاری ایران)، 30(109)، 79-67.
-        زمانیان، زهرا؛ روشن­سروستانی، مرضیه؛ صداقتی، میترا؛ قطمیری، مهناز؛ کوهنورد، بهرام. (1394). ارزیابی ارتباط بار کاری ذهنی و رضایت شغلی اساتید و کارکنان دانشگاه. مجله ارگونومی، دوره 3، شماره 4، 10-1.
-        سرسنگی، ولی؛ صابری، حمیدرضا؛ حنانی، میترا؛ هنرجو، فاطمه؛ سلیم­آبادی، میثم؛ گروهی، معصومه؛ کاظمی، حسن. (1395). ﺑﺎر ذﻫﻨﯽ ﮐﺎر و ﻋﻮاﻣﻞ ﻣﺆﺛﺮ برآن در پرستاران شهرستان کاشان در سال 1393. مجله دانشگاه علوم پزشکی رفسنجان، 13(1)، 36-25.
-        شکرافشان، ناهید؛ عسکری­زاده، قاسم؛ باقری، مسعود. (1396). رابطه­ی بین هراس اجتماعی، سلامت معنوی و رضایت از زندگی با اعتیاد به اینترنت. پژوهش­های روانشناسی اجتماعی، 25، 94-77.
-        فلاحی، مجید؛ معتمدزاده، مجید؛شریفی، زهرا؛ حیدری­مقدم، رشید؛ سلطانیان، علیرضا. (1395). برسی تأثیر سطوح بار کار فکری بر پاسخ­های فیزیولوژیک و ذهنی. مجله ارگونومی، دوره 4، شماره 3، 18-10.
-        مرزوقی، رحمت­اله؛ حیدری، الهام. (1397). ﺗﺤﻠﯿﻞ راﺑﻄﻪ ﭘﺮﺳﻪ­زﻧﯽ ﺳﺎﯾﺒﺮی ﺑﺎ ﺗﻌﺪی ﻏﯿﺮاﺧﻼﻗﯽ ﺳﺎﯾﺒﺮی و اﺣﺴﺎس ﺷﺎدﮐﺎﻣﯽ داﻧﺸﺠﻮﯾﺎن. اخلاق در علوم و فناوری، سال 13، شماره 3، 56-48.
-        نصراصفهانی، مهدی؛ علامه، سیدمحسن؛ شائمی، علی؛ تیموری، هادی. (1395). بسط الگوی مفهوم سایش اجتماعی کارکنان در سازمان (مورد مطالعه: سازمان بهزیستی کشور). فصلنامه علوم مدیریت ایران، 11(41)، 99-116.
-        نظری، شهرام؛ بخیت، معصومه؛ عیدی­پور، کامران. (1396). تاثیر سایش اجتماعی بر عملکرد سازمانی اداره کل ورزش و جوانان استان تهران با نقش میانجی­گری درگیری شغلی. مطالعات مدیریت رفتار سازمانی در ورزش، 4(2)، پیاپی 14، 76-69.
-        واحدی، شهرام؛ اله­دادی، مژده؛ غلامی، سمیه. (1398). اعتیاد به اینترنت و ارتباط آن با احساس تنهایی هیجانی و اجتماعی در بین دانشجویان: کاربرد تحلیل خوشه­ای. پژوهش­های روانشناسی اجتماعی، 35، 52-33.
-        Akbulut Y., Dursun Ö.Ö., Dönmez O., Şahin Y.L. (2016). In search of a measure to investigate cyberloafing in educational settings. Computers in Human Behavior, 55, 616-625.
-        Arshad M., Aftab, M. & Hifza. B. (2016). The Impact of job characteristics and role stressors on cyberloafing: The case of Pakistan. International journal of scientific and research publications, 6(12), 244-252.
-        Charles R.L. & Nixon J. (2019). Measuring mental workload using physiological measures: A systematic review. Applied Ergonomics, 74, 221–232.
-        Chou, C.H., Sinha, A.P., & Zhao, H. (2008). A text mining approach to internet abuse detection. Information system and e-bussiness management, 6, 419-439.
-        Durak H.Y. & Saritepeci M. (2018). Occupational burnout and cyberloafing among teachers: Analysis of personality traits, individual and occupational status variables as predictors. The Social Science Journal, 1-19, https://doi.org/10.1016/j.soscij.2018.10.011
-        Hamza, A. (2018). Impact of Employee Suspicion on Social Undermining with Mediating Role of Knowledge Hiding and Moderating Role of Knowledge Sharing Climate. Master of Science thesis: Capital University of Science and Technology Islamabad.
-        Keser H., Kavuk M., Numanoglu G. (2016). The Relationship between Cyber-Loafing and Internet Addiction. Cypriot Journal of Educational Sciences, 11(1), 37-42.
-        Koay, K.Y., Soh, P. & Chew, K.W. (2017). Antecedents and consequences of cyberloafing: Evidence from the Malaysian ICT industry. First Monday, 22, 3-6.
-        Longo L. (2018). Experienced mental workload, perception of usability, their interaction and impact on task performance. Plos ONE, 13(8), 1-36.
-        Meier, L.L. & Cho, E. (2019). Work stressors and partner social undermining: Comparing negative affect and psychological detachment as mechanisms. Journal of Occupational Health Psychology,24(3), 359-372.
-        Rodríguez-Muñoz A., Antino M., León-Pérez J.M., Ruiz-Zorrilla P. (2020). Workplace Bullying, Emotional Exhaustion, and Partner Social Undermining: A Weekly Diary Study. ournal of Interpersonal Violence, DOI: 10.1177/0886260520933031
-        Rubio-Valdehita S., López-Núñez, M.I., López-Higes, R. & Díaz-Ramiro, E.M. (2017). Development of the CarMen-Q Questionnaire for mental workload assessment. Psicothema, 29(4), 570-576.
-        Saleh M., Daqqa I., AbdulRahim M.B., Sakallah N. (2018). The effect of cyberloafing on employee productivity. International Journal of Advanced and Applied Sciences, 5(4), 87-92.
-        Sao R., Chandak S., Patel B., Bhadade B. (2020). Cyberloafing: Effects on Employee Job
Performance and Behavior. International Journal of Recent Technology and Engineering, 8(5), 1509-1515.
-        Mostafa A.M.S., Farley S., Zaharie M. (2020). Examining the Boundaries of Ethical Leadership: The Harmful Effect of Co‑worker Social Undermining on Disengagement and Employee Attitudes. Journal of Business Ethics, DOI: 10.1007/s10551-020-04586-2
-        Stoddart S.R. (2016). The Impact of Cyberloafing and Mindfulness on Employee Burnout. Wayne State University, Doctorate Dissertation.
-        Willard N.E. (2007). Cyberbullying and cyberthreats: Responding to the challenge of online social aggression, threats, and distress. USA: Research Press.
-        Wu, J., Mei, W., & Ugrin, J.C. (2018). Student Cyberloafing In and Out of the Classroom in China and the Relationship with Student Performance. Cyberpsychology, Behavior, and Social Networking, 21(3), 199-204.