[صفحه اصلی ]   [Archive] [ English ]  
:: صفحه اصلي :: درباره نشريه :: آخرين شماره :: تمام شماره‌ها :: جستجو :: ثبت نام :: ارسال مقاله :: تماس با ما ::
:: دوره 8، شماره 4 - ( 10-1395 ) ::
جلد 8 شماره 4 صفحات 29-42 برگشت به فهرست نسخه ها
اعتبارسنجی و تحلیل عاملی تاییدی نسخه فارسی پرسشنامه کارکرد های مربیگری در کارکنان بیمارستانی
سجاد رضائی *، علیرضا حاتم سیاهکل محله، زهرا خاکساری، دکتر شاهرخ یوسف زاده
گروه روان‌شناسی دانشگاه گیلان، رشت، ایران. ، rezaei_psy@hotmail.com
واژه‌های کلیدی: ویژگی‌های روانسنجی، تحلیل عاملی، مربیگری
متن کامل [PDF 814 kb]   (420 دریافت)     |   چکیده (HTML)  (1128 مشاهده)
نوع مطالعه: پژوهشي | موضوع مقاله: تخصصي
متن کامل:   (227 مشاهده)

مقدمه

اهمیت نقش آموزش برای رسیدن به اهداف متعالی سازمان اعم از خدماتی و تولیدی بر کسی پوشیده نبوده و آموزش پرسنل و ایجاد آمادگی لازم برای رسیدن افراد به اهداف شخصی و سازمانی یا کار راهه شغلی (Job Careers) بسیار دارای اهمیت می­‌باشد. در این راستا مربیگری (Mentoring) با ایجاد همدلی، درگیر کردن افراد با برنامه‌­های سازمان، حفظ اصالت، توانمند سازی و ارتباط موثر کارکنان با یکدیگر،    می­‌تواند برای سازمان نقش کلیدی ایفا کرده و تاثیری افزاینده بر تعـهد سـازمانی و اثربخـشی سـازمان داشـته باشـد (1،2).

مربی گری یک رابطه بین شخصی است که در آن مربی یا Mentor (مدیر/سرپرست یا همکار با تجربه) به همکار کم تجربه (تحت الحمایه) در زمینه شغلی یاری می ­رساند تا در حیطه شغلی خود رشد پیدا کند. این حمایت می ­تواند رسمی و غیر رسمی باشد (3،4). همچنین مربی حمایت‌­های مختلفی را برای ارتقاء فرد فراهم می‌­کند (5،6). در حقیقت مربی راهنمای قابل اعتماد، معلم و مشاوری است که با اتکاء به تجربه و بینش خود، کارکنان جوان‌­تر را مورد حمایت و هدایت قرار می‌­دهد (5). تحقیقات نشان می‌­دهد، اجرای برنامه‌­های مربیگری در سازمان­‌ها به دلیل افزایش توانایی­‌های شغلی و شخصی کارکنان، باعث افزایش سلامت روان، کاهش هزینه‌­های جابجایی نیروی انسانی شده و بهره‌­وری را در سازمان افزایش می­دهد. علاوه بر آن مشخص شده است که مربیگری سبب ارتقاء تعهد و عدالت سازمانی گردیده و موجب افزایش رضایت شغلی و اجتماع پذیری کارکنان می­ شود (9-7).

پژوهشگران معتقدند مربیگری به عنوان ابزاری کارآمد در آموزش مدیران مقبولیت یافته است، زیرا زمینه موفقیت و رضایت شغلی آنان را فراهم می­آورد (10). با این حال به‌نظر می­‌رسد در ایران معتبرسازی یک ابزار مرتبط یا استفاده از آزمونی که از طریق آن بتوان اثرات مربیگری سازمانی را در جامعه کارکنان ارزیابی نمود، مورد غفلت قرار گرفته است. در میان ابزار­های متعددی که مربیگری و کارکرد­های آن را می­‌سنجد، پرسشنامه 9 گویه‌ای کارکرد­های مربیگری یا  MFQ-9 (Mentoring Functions Questionnaire-9) به دلیل کوتاه بودن، سهولت در اجرا، نمره‌گذاری و قابلیّت کاربری وسیع در سازمان‌­های مختلف انتخاب شده است (11). این ابزار 9 گویه­‌ای ادعا می‌­کند هر یک از کارکرد­ها و ابعاد مربیگری نظیر حمایت شغلی، حمایت روانی -اجتماعی و نیز الگو­برداری کارکنان از نقش مربی را توسط 3 گویه‌ اندازه‌گیری می‌­کند. اگرچه پژوهش‌­های مربیگری روی کارکرد­های که توسط فرد حمایت شونده وصول می‌­شود، تمرکز نموده­ ‌اند؛ اما بُعدپذیری (dimensionality) سازه‌ی مربیگری در هاله‌­ای از ابهام و همواره مورد سوال بوده است (15-12).

 (5) به عنوان نظریه­‌پرداز پیشگام در این حیطه 2 بعد از کارکرد­های مربیگری را توصیف نمود که می­‌تواند توسط مربی ارائه شود. الف) کارکرد­های شغلی/کارراهه که شامل حمایت، آماده‌سازی، میدان دادن و وسعت‌ بخشیدن به افق دید فرد حمایت شونده و محافظت از او در برابر تکالیف شغلی چالش‌انگیز می‌­شود. ب) کارکرد­های روانی-اجتماعی که در برگیرنده‌­ی پذیرش و تایید، الگوبر­داری از نقش مربی، ارائه مشورت به فرد حمایت شونده و دوستی با او است. اخیراً برخی از محققان بحث کرده­‌اند که الگوبرداری از نقش به جای قرار گرفتن در بعد روانی-اجتماعی می­‌تواند به عنوان سومین کارکرد مربیگری قلمداد شود زیرا چندین پژوهش مبتنی ‌بر تکنیک تحلیل عاملی منجر به شکل‌­گیری الگوی سه عاملی مربیگری شده­‌اند (15،13،11). فراتر از آن Hu (12) نشان داد الگو سه عاملی از کارکرد­های مربیگری می‌­تواند برای هریک از گروه­‌های کاری مردان و زنان برازش داشته باشد. با این وصف  الگو­برداری از نقش به این مطلب اشاره دارد که فرد حمایت شونده تا چه اندازه برای مربی احترام قائل بوده و به او علاقمند است و همچنین تا چـه میزان مـربی را به عـنوان نمونه­‌ای شاخص از الگوی رفتاری خویش، می‌­پذیرد (15).

سازمان‌­های بهداشتی و درمانی به‌ ویژه بیمارستان­‌ها به علت اهمیت وظایفی که در زمینه پیشگیری، درمان و مراقبت از بیماران بر عهده دارند از جایگاه ویژه­ای در جامعه برخوردار هستند. پژوهش‌­ها در زمینه سلامت شغلی نشان داده­‌اند استفاده از منتور/مربی به منظور افزایش یادگیری فعال، ایجاد محیط مناسب برای یادگیری، تسهیل پیشرفت حرفه­‌ای، جلوگیری از اضطراب، سردرگمی، افزایش اعتماد به نفس، بالابردن سطح تعامل بین پرستاران و جلوگیری از ترک خدمت و دل­زدگی دانشجویان پرستاری سودمند است (18-16). در مجموع Short (19) معتقد است مربیگری، به‌عنوان ابزاری در جهت ارتقاء کار راهه می­‌تواند به سلامت روانی و شغلی کارکنان واحد­های بهداشتی و درمانی بیانجامد. محققان دریافته‌­اند کارکنان به‌واسطه­‌ی بازخورد­هایی که از مربی خود در محیط بالینی دریافت می‌­کنند، می‌توانند مهارت­‌های همکاری، ارتباطی و مسئولیت­پذیری را در خود بهبود بخشند (20).

در این پژوهش فرض شده است که کارکرد مربیگری مدیران/سرپرستان یا همکاران باتجربه بیمارستانی با عدالت سازمانی، تعهد سازمانی، رضایت شغلی و کیفیت ‌زندگی کاری درک شده از سوی سایر کارکنان در ارتباط باشد (7،8،9،10،12،16). طرح این فرضیه مجالی را فراهم می­‌آورد اعتبار سازه‌­ای ابزار MFQ-9 محک زده شود. سایر اهداف این پژوهش عبارت بودند از تعیین همسانی درونی MFQ-9، تعیین بُعد­پذیری و تحلیل عاملی تاییدی ساختار سه عاملی MFQ-9، تعیین اعتبار ملاکی همزمان MFQ-9.

روش ­ها  

روش تحقیق، توصیفی-مقطعی و از نوع اعتبارسنجی بود. جامعه آماری این پژوهش را کلیه پرستاران، پزشکان و کارکنان بخش رادیولوژی، اداری و خدماتی شاغل در بیمارستان دولتی پورسینای شهر رشت در سال 92-1391 تشکیل می‌­دادند. تعداد جامعه آماری 1024 N= نفر بوده و از نمونه­گیری سهمیه­‌ای (Quota Sampling) که روشی غیراحتمالی قلمداد می‌­شود، ‌برای انتخاب کارکنان بخش­‌های مختلف استفاده شد و تلاش گردید به دلیل وجود گروه­‌های مختلف با آوردن کلیه اجزای شناخته شده جامعه آماری به نمونه جامعیّت داده شود. جهت تعیین حجم نمونه از فرمول برآورد میانگین صفت در جامعه استفاده شد (21). با جای­ گذاری انحراف معیار متغیر منتورینگ معادل 6/91  براساس یک مطالعه مشابه در گذشته (22) روی کارکنان بیمارستانی و در نظر گرفتن سطح اطمینان 0/95 (96/1z=) و خطای قابل تحمل 7/0d= ، مقدار حجم نمونه 373 نفر برآورد گردید که برای دقت بیشتر و با در نظر گرفتن میزان افت (Dropout) 8% حجم نمونه نهایی به 403 نفر افزایش یافت.

 برای ترجمه MFQ-9 ابتدا نسخه انگلیسی آن توسط دو نفر از محققان به فارسی برگردادنده شد و سپس توسط دو کارشناس مترجمی زبان به‌طور جداگانه از فارسی به انگلیسی برگردان شد. آنگاه از تجمیع 4 نسخه ترجمه شده، نسخه نهایی  MFQ-9 به زبان فارسی توسط نویسنده اول تهیه و تنظیم گردید. جهت بررسی اعتبار صوری (Formal Validity) و قابلیت کاربرد نسخه فارسی MFQ-9 برای کارکنان بیمارستانی از یک مدیر بیمارستانی و یک مدیر منابع انسانی در دانشگاه علوم پزشکی گیلان نظرخواهی شد. پس از اعمال نظرات نسخه اصلی MFQ-9 به زبان فارسی آماده شد. مکان پژوهش بیمارستان پورسینای شهر رشت بود که یکی از بزرگ‌ترین بیمارستان­‌های آموزشی-درمانی در زمینه تروما و بیماری‌­های داخلی اعصاب می­‌باشد و دسترسی آسانی را برای کلیه بیماران در هر طبقه اقتصادی-اجتماعی فراهم می­‌آورد و علاوه بر استان گیلان پذیرای بیماران از سایر استان‌­های همجوار می­‌باشد. این بیمارستان همچنین در لیست بیمارستان‌­های برتر کشور از نظر استقرار حاکمیت بالینی قرار دارد. کلیه آزمون‌­های و ابزار­ها توسط یک کارشناس ارشد مدیریت منابع انسانی توزیع ­‌گردید، به هریک از کارکنان توضیحات و راهنمایی لازم جهت تکمیل آزمون‌­ها داده ‌­شد. نوشتن نام در پرسشنامه الزامی نبود و کلیه اطلاعات کارکنان محرمانه تلقی ­‌گردید.

 در این مطالعه از 4 پرسشنامه استاندارد عدالت سازمانی، تعهد سازمانی، شاخص توصیف شغل و پرسشنامه کیفیت زندگی کاری برای تعیین اعتبار سازه و همزمان MFQ-9 استفاده گردید.

پرسشنامه 9 گویه‌ای کارکرد­های مربیگری (MFQ-9): این پرسشنامه نسخه کوتاه شده MFQ-20 می‌­باشد که توسط از Castro و Scandura (11) در سال 2004 معرفی شد و دارای 9 آیتم می­‌باشد. این پرسشنامه دارای 3 زیر مقیاس برای سنجش حمایت شغلی (سوالات 1 تا 3) ، حمایت روانی (سوالات 4 تا 6) و الگوبرداری از نقش (سوالات 7 تا 9) است. برای هر گویه‌ از مقیاس پنج درجه­ای لیکرت استفاده می­شود (بسیار مخالفم تا کاملاً موافقم) که به ترتیب امتیاز یک تا پنج به آن­ها تعلق می­گیرد. این پرسشنامه در تحقیقات مختلف مورد آزمون قرار گرفته و کارآیی آن به تایید رسیده است (13،12). این ابزار از نگاه پرسنل به سنجش کارکرد­های مربی می­‌پردازد. Hu (12) در پژوهش خود همسانی درونی (Internal Consistency) این پرسشنامه را از طریق محاسبه‌ی آلفای کرونباخ برای هر یک از زیرمقیاس‌­های حمایت شغلی، حمایت روانی، الگوبرداری از نقش و نمره‌کل MFQ-9 برای مردان به ترتیب 0/86 ، 0/84 ،0/77 و 0/80 و برای زنان به ترتیب 0/93 ، 0/88 ، 0/90 و 0/89 محاسبه کرد.

پرسشنامه عدالت سازمانی (Organizational Justice Questionnaire): این پرسشنامه توسط Niehoff و Moorman (23) ساخته شده است و توسط شکر کن و نعامی (24) برای استفاده به زبان فارسی، ترجمه و آماده‌سازی شده است و از سه خرده مقیاس تشکیل گردیده است که عبارتند از:  الف) عدالت توزیعی دارای 5 گویه‌. ب) عدالت رویه‌­ای دارای 6 گویه‌ و ج) عدالت تعاملی دارای 9 گویه‌ از جمع این سه حیطه نیز عدالت سازمانی کلی حاصل می­شود. هر یک از گویه­‌‌های پرسش نامه دارای 5 گزینه (کاملاً مخالف=1 تا کاملاًموافق=5 ) می­‌باشد. این پرسشنامه 20 سؤال دارد که حداقل و حداکثر نمره­ها بین 20 تا 100 می­باشد. نمره20 تا 46 نشان­دهنده عدالت سازمانی پایین، نمره 47 تا 74 نشان­دهنده عدالت سازمانی متوسط و نمره 75 تا 100 نشان دهنده عدالت سازمانی بالاست. ضریب پایایی درونی این پرسشنامه در ایران به روش آلفای کرونباخ برای هریک از خرده مقیاس­‌های توزیعی 74/0، رویه ای 0/75 و تعاملی 0/87 گزارش گردیده است (25). در این مطالعه فقط از نمره کل این ابزار به منظور تعیین ارتباط سازه و همزمان MFQ-9 استفاده شد.

پرسشنامه تعهد سازمانی (Organizational Commitment Questionnaire): این پرسشنامه در سال 1991 توسط Allen وMayer  تدوین شده است (26). این ابزار دارای 24 سوال است و سه خرده مقیاس تعهد عاطفی، تعهد مستمر و تعهد هنجاری را شامل می‌­شود. هر یک از این خرده مقیاس­‌ها 8 سوال دارد. همسانی درونی این پرسشنامه در تحقیقات ایرانی برای هریک از خرده مقیاس­‌های تعهد عاطفی، مستمر، هنجاری و کل پرسشنامه روی 216 نفر از کارکنان بیمارستانی به ترتیب 0/70،0/83،0/71 و 0/79 به دست آمده است (22). اما برای پاسخگویی به اهداف پژوهش فقط نمره کل پرسشنامه تعهد سازمانی مورد تحلیل آماری قرار گرفت .

پرسشنامه شاخص توصیف شغل (Job Descriptive Index): این پرسشنامه در دانشگاه کُرنل از سوی Smith، Kendall و Hulin در سال 1969 ساخته شده و از رایج­ترین و دقیق‌­ترین پرسشنامه­‌ها برای سنجش میزان رضایت شغلی می‌­باشد (27). این پرسشنامه دارای زیر مقیاس­‌های رضایت از نوع کار (10 گویه)، سرپرست    (10 گویه)، همکاران ( 8 گویه)، ارتقاء سازمان (5 گویه)، حقوق و مزایا (6 گویه) بوده و روش نمره­گذاری آن براساس یک مقیاس پنج درجه­ای لیکرت (از کاملاً مخالفم تا کاملاً موافقم) می‌­باشد و از 2- تا 2+ نمره برای هر گویه‌ اختصاص می­یابد و مجموع نمرات در هر بعد، میزان خشنودی در آن بعد را نشان می‌­دهد و نمره­‌ای که از مجموع پنج بعد به دست می­آید به عنوان نمره کل محسوب می‌­شود. حداقل نمره نشان دهنده خشنودی پایین و حداکثر نمره نشان دهنده خشنودی بالا است. درایران پایایی همسانی درونی کل 75/0 و برای خرده مقیاس­ها از 0/73 تا 0/85گزارش شده است (28). سازندگان این ابزار اظهار داشته­‌‌اند که نتایج این شاخص با سایر ابزار­های اندازه‌گیری رضایت شغلی، همبستگی مستقیم و معنی­‌داری دارد (25). در این مطالعه فقط از نمره کل این ابزار به منظور تعیین ارتباط سازه و همزمان MFQ-9 استفاده شد.

پرسشنامه کیفیت زندگی کاری   (quality of work life questionnaire): این پرسشنامه برای اولین بار توسط Walton در سال 1975 تدوین گردید (29) و توسط Timossi مورد بازنگری قرار گرفت (30). این پرسشنامه با 35 سوال، دارای 8 زیر مقیاس عدالت در حقوق و مزایا   (4 سوال) شرایط کاری (6 سوال) بکارگیری قابلیت­‌های کارکنان در محیط کاری (5 سوال) فرصت­‌های کاری (4 سوال) انسجام اجتماعی در کار (4 سوال) رعایت مقررات  (4 سوال ) تاثیر کار در زندگی شما (3 سوال) روابط اجتماعی و اهمیت کار (5 سوال) است. این پرسشنامه به صورت لیکرت 1 تا 5 (بسیار ناراضی تا بسیار راضی) نمره­گذاری می­گردد. پایایی این پرسشنامه برای هریک از زیر مقیاس­‌ها بین 0/66 تا 0/88 و برای کل آیتم­ها 0/96 گزارش گردید (30). در ایران پایایی این پرسشنامه با روش آلفای کرونباخ برای  زیرمقیاس‌­های عدالت در حقوق و مزایا (0/72) شرایط کاری (0/71) بکارگیری قابلیت‌­های کارکنان در محیط کاری (0/73) فرصت­های کاری (0/76) انسجام اجتماعی در کار (0/73) رعایت مقررات (0/73) تاثیر کار در زندگی کارکنان (0/73) روابط اجتماعی و اهمیت کار (0/71) و کیفیت زندگی کاری به‌طور کلی (0/76) برای 216 نفر از کارمندان بدست آمد (22). در این مطالعه فقط از نمره کل این ابزار به منظور تعیین ارتباط سازه و همزمان MFQ-9 استفاده شد.

روال محاسبات روان‌سنجی و تحلیل عاملی تاییدی

در این مطالعه برای توصیف داده­ها شاخص­های آمار توصیفی همچون فراوانی، درصد، میانگین و انحراف استاندارد به کار گرفته شد. ضریب آلفای کرونباخ برای تعیین پایایی همسانی درونی MFQ-9 و ضریب همبستگی پیرسون به منظور محاسبه میزان همبستگی بین متغیر­ها و اعتبار سازه­ای پرسشنامه MFQ-9 با ابزار­های دیگر به‌کار رفت. در تعیین رابطه بین متغیر­ها چنانچه قواعد نرمال بودن باتوجه به آزمون کولموگروف-اسمیرنوف حاصل نمی‌­شد از تحلیل همبستگی اسپیرمن استفاده شده و علاوه بر آن اعتبار ملاکیِ همزمان MFQ-9 از طریق تحلیل رگرسیون چند متغیری ارزیابی گردید. کلیه تحلیل‌­های فوق توسط نرم افزار SPSS.Ver.20 انجام پذیرفت. برای بررسی ساختار سه عاملی MFQ-9(شامل حمایت‌شغلی، حمایت روانی-اجتماعی و الگوبرداری از نقش مربی) از تحلیل عاملی تاییدی یا CFA (Confirmatory Factor Analysis) به روش بیشینه‌­ی درست نمایی (Maximum Likelihood) توسط نرم افزار AMOS  نسخه 21 استفاده شد. CFA در پی پاسخ به این پرسش است که روابط مفروض یا پیش‌بینی شده بین متغیر­ها تا چه اندازه با روابط موجود در داده‌­های واقعیِ مشاهده شده همخوان است؟ اگر دو ماتریس همبستگی (ماتریس همبستگی مفروض یا پیشنهاد شده و ماتریس همبستگی به دست آمده از داده‌­های واقعی) با یکدیگر همسان باشند الگوی پیشنهاد شده تبیین معتبری برای روابط مفروض خواهد بود (31). در پژوهش حاضر به‌منظور ارزیابی نیکویی-برازش مدل سه‌عاملی MFQ-9 با استفاده از شاخص­‌های مجذورخی (χ2)، نسبت مجذور خی به درجه آزادی ()، ریشه خطای میانگین مجذورات برآورد (RMSEA)، شاخص نیکویی-برازش (GFI)، شاخص برازش هنجار شده بنتلر و بونت (NFI)، شاخص تاکر-لوییس (TLI) و شاخص برازش تطبیقی (CFI) مورد بررسی قرار گرفتند. در بررسی شاخص‌­های نیکویی-برازش اگر نتیجه آزمون χ2 از نظر آمار معنی­‌دار نباشد، بر برازشِ مدل دلالت می‌­کند. اما حساسیت 2χ به حجم نمونه و انحراف از نرمال بودن چند متغیری منجر به استفاده از نسبت  می­‌شود (32). اگرچه برخی محققین مقدار 5 را به عنوان برازش قابل قبول درنظر گرفته­‌اند (34،33)، اما برخی دیگر با محافظه‌کاری  بیشتری مقادیر بالاتر از 2 یا 3 را موجب رد مدل دانسته­‌اند (35،31). در پژوهش حاضر  5 را به‌عنوان ملاک پذیرفته شد. RMSEA برازش برای هردرجه از آزادی مدل را نشان می­‌دهد و مقادیر نزدیکتر به صفر نشانگر برازندگی بیشتر مدل است. Loehlin (36) پیشنهاد کرد، RMSEA کوچکتر از 0/08 نشانگر برازندگی خیلی خوب، 0/08 تا 0/1نشانگر برازندگی قابل قبول و مقادیر بزرگتر از 0/1 نیز نشانگر برازندگی ضعیف مدل می­‌باشد. شاخص‌­های تطبیقی NFI (37)، TLI (38) و CFI (39) شاخص‌­هایی هستند که بر مبنای مقایسه مدل تدوین شده و با یک مدل مبنا محاسبه می­‌شوند. مقدار آنها بین 0 تا 1 قرار دارد و مقادیر بالاتر از 0/95 نشانگر برازش خوب مدل است. نقطه برش 95/0 برای GFI که یک شاخص برازش مطلق است نیز توصیه شده است (40).

یافته ­ها

403 نفر از کارکنان بیمارستان دولتی پورسینای شهر رشت که به روش نمونه‌­گیری سهمیه­‌ای انتخاب شده بودند به  ابزارهای‌ پژوهش پاسخ گفتند. میانگین سنی تمام افراد نمونه 09/7±86/32 سال بود که در دامنه‌ی 22 تا 56 سال قرار داشت. میانگین سابقه‌کار کارکنان 24/6±74/7 بود که در دامنه‌ی 1 تا 31 سال قرار داشت. از نظر سطح تحصیلات شرکت­‌کنندگان به‌طور متوسط 14/3±46/14 سال مشغول تحصیل بوده‌­اند که مدت آن در دامنه­‌ی 2 تا 22 سال در نوسان بود. جدول شماره یک ویژگی­های جمعیت­‌شناختی 403 از کارکنان بیمارستانی را نشان می­‌دهد.

AWT IMAGE

جدول شماره دو میانگین، انحراف معیار، همبستگی گویه نمره‌کل و همسانی درونی MFQ-9 را پس از حذف هر گویه و نیز برای نمره کل و سه زیر مقیاس حمایت شغلی، حمایت روانی-اجتماعی و الگوبرداری از نقش مربی را نشان می­‌دهد

AWT IMAGE

 همانگونه که در جدول شماره دو مشاهده می­شود همبستگی چند متغیری مجموعه‌ی گویه‌­ها با نمره کل MFQ-9 پس از حذف گویه هر سطر در سطح قوی (60/0 تا 80/0) حاصل شده است که نمایانگر همسانی درونی و پایایی مطلوب تمام گویه­‌های مقیاس کارکرد­های مربیگری بود.

علاوه برآن ضریب آلفای کرونباخ خرده مقیاس­‌های حمایت شغلی، حمایت روانی-اجتماعی و الگو برداری از نقش مدیر به ترتیب 0/84 ، 0/82 و 0/85 به‌دست آمد. این میزان بسیار بالا بوده و نشان ­دهنده پایایی همسانی درونی عالی ابزار بود.

AWT IMAGE

قبل از انجام سایر تحلیل‌ها، کجی و کشیدگی گویه­‌ها بررسی شد تا در صورت کجی و کشیدگی زیاد، تبدیل­‌های لازم انجام شود. بر اساس نظر Tabachnickو Fidell (41) اگر کجی و کشیدگی مقیاس­‌ها کمتر از 2 باشد، نیازی به تبدیل نبوده و ادامه­ ی روند تحلیل‌­های آماری با این مقیاس­‌ها خللی در نتایج وارد نمی­کند. در این مورد همان طور که در جدول شماره سه دیده می­شود تمامی 9 گویه از کجی و کشیدگی کمتر از 1 برخوردار بودند.

AWT IMAGE

همانطور که در جدول شماره چهار منعکس است، نتایج ضرایب همبستگی پیرسون حاکی از رابطه‌ی مثبت معنی‌دار بین نمره‌کل پرسشنامه کارکرد­های مربیگری (MFQ-9) با عدالت سازمانی (0/71)، تعهد سازمانی( 0/28)، رضایت شغلی (0/33)، کیفیت زندگی کاری (0/37) بود. علاوه بر این بین تمامی زیر­مقیاس‌های کارکرد­های مربیگری (حمایت شغلی، حمایت روانی-اجتماعی و الگوبرداری از نقش مربی) و متغیرهای عدالت سازمانی، تعهد سازمانی، رضایت شغلی و کیفیت زندگی کاری نیز ارتباط مثبت معنی ­داری مشاهده شد. نتایج ضریب همبستگی دو رشته‌ای نقطه­‌ای برای متغیر­های دوسطحی (Dummy) نشان داد رابطه معنی‌­داری بین جنسیت و تأهل با نمره‌کل MFQ-9 و زیرمقیاس‌­های آن وجود ندارد (0/05P>)؛ ولی همبستگی اسپیرمن بین متغیر جمعیت شناختی سن و حمایت شغلی و نیز سابقه کار با نمره کل MFQ-9 ، حمایت شغلی و الگوبر­داری از مربی حاکی از ارتباط منفی معنی­دار بین آنها بود بدین مفهوم که کارکنان بیمارستان با افزایش سن و سابقه‌ی کار در مجموع سطوح کمتری از مربیگری را درک می‌­کنند. اما چون ضرایب همبستگی به‌دست آمده به ویژه برای متغیر­های جمعیتی کمتر از 0/20و معنی‌‌­داری آن­ها متأثر از حجم نمونه است، هیچ‌یک از آن­ها به عنوان متغیر مخدوش کننده در نظر گرفته نشدند.

جدول شماره پنج مجموعه­‌ای از تحلیل‌های رگرسیون چند متغیری با هدف بررسی اعتبار ملاکی همزمان را نشان می‌­دهد و اینکه چه میزان از مقادیر مربیگری (MFQ-9) (به عنوان متغیر پیش‌بین) می­‌تواند تغییرات سطوح متغیر­های عدالت سازمانی، تعهد سازمانی، رضایت شغلی و کیفیت زندگی کاری (به عنوان متغیر­های ملاک) را تبیین نماید.

AWT IMAGE

متغیر در تمام موارد مثبت بود. این یافته یادآور می‌سازد که کارکردهای مربیگری بالاتر با حس عدالت سازمانی بیشتر، تعهد بالاتر، رضایت شغلی بیشتر وکیفیت زندگی کاری بهتر همراه است و آن را پیش‌بینی می‌نماید.

به منظور بررسی ساختار سه-عاملی MFQ-9 از روش تحلیل عاملی تاییدی مبتنی بر مدل معادلات ساختاری یا تحلیل چند­متغیری با متغیرهای مکنون (latent) استفاده شد زیرا عامل‌های این ابزار پیشتر توسط محققین دیگر اکتشاف و تایید شده است (42،15،16،12،11). برای تعیین اینکه کدامیک از شاخص‌های برازندگی برآورد بهتری از مدل فراهم می‌کند، توافق عمومی و کلی میان متخصصین معادلات ساختاری وجود ندارد؛ از اینرو پیشنهاد می‌شود ترکیبی از 4 تا 5 شاخص گزارش شود (39،31). از آنجایی که شاخص‌های برازندگی در سه گروه مطلق (Absolute)، تطبیقی (Comparative) و مقتصد (Parsimonious) قرار می‌گیرند و هرکدام از آن­ها اطلاعات متفاوتی را در مورد برازندگی و مناسب بودن مدل فراهم می‌کنند، پیشنهاد می‌شود حداقل یک شاخص از هر گروه بررسی و گزارش شود (43،31). نتایج تحلیل عاملی تاییدی مرتبه اول (first order) که در شکل شماره یک ترسیم شده است، با استفاده از روش برآورد بیشینه درست‌نمایی (ML) نشان داد که مدل اندازه‌گیری MFQ-9 مناسب بوده و کلیه پارامترهای مدل معنی­دار است (0/0001P<).

AWT IMAGEدوایر بزرگ دربرگیرنده‌ی متغیرهای مکنون یا عامل‌ها و مربع‌ها (M1 تا M9) گویه‌های MFQ-9 و پیکان‌های دو سویه همبستگی میان عامل‌ها را نشان می­دهند‌. پیکان‌های یکسویه از دوایر بزرگ به مربع‌ها نشان می‌دهد که گویه‌ها روی کدام عامل بار می‌گیرند؛ ارزش‌های نوشته شده روی پیکان‌های اخیر نشان‌دهنده ضریب همبستگی گویه‌ها با هریک از عوامل است و اعداد روی مربع‌ها، آن میزان از واریانس هریک از گویه‌ها را که توسط عامل قابل توضیح است، نشان می‌دهد. پیکان‌های کوچک از سمت دایره‌های 9 گانه به سمت مربع‌ها، واریانس باقیمانده (خطا) را نشان می‌دهد که به‌وسیله عامل تبیین نمی­شود. مقادیر خطا از طریق کسر نمودن واریانس‌های تبیین شده از عدد 1 به‌دست می‌آید. به این ترتیب گویه 4 و 1 به ترتیب دارای بیشترین واریانس خطا با مقادیر  0/58و 0/46 هستند. جدول شماره شش مقادیر شاخص‌های برازندگی مدل اندازه‌گیری پرسشنامه کارکردهای مربیگری (MFQ-9) را نشان می‌دهد که حاکی از کفایت کلی و برازنده بودن الگوی سه‌-عاملی MFQ-9 است.

AWT IMAGE

همانطور که در جدول -6 مشاهده می‌شود، تمامی شاخص‌ها بالاتر از 90/0 و شاخصRMSEA ، 083/0 می‌باشد. این نتایج مبین آن­ست که ساختار سه-عاملی پرسشنامه کارکردهای مربیگری (MFQ-9) حتی بدون حک و اصلاح، بهترین برازش کلی را با داده‌های زیرمقیاس‌های حمایت‌ شغلی، حمایت روانی- اجتماعی و الگوبرداری از نقش مربیان در کارکنان بیمارستانی دارد.

بحث و نتیجه ­گیری

هدف این مطالعه بررسی ویژگی‌های روانسنجی و تحلیل عاملی تاییدی نسخه فارسی پرسشنامه کارکردهای مربیگری (MFQ-9) بود. به این منظور تعیین همسانی درونی پرسشنامه MFQ-9 و سه زیر مقیاس آن، تعیین اعتبار سازه‌ای پرسشنامه MFQ-9 با ابزارهای دیگری که به لحاظ نظری انتظار می‌رفت با آنها رابطه داشته باشد، تعیین اعتبار ملاکی همزمان و بررسی ساختار عاملی پرسشنامه MFQ-9 و تعیین بُعدپذیری الگوی سه عاملی آن به روش تحلیل عاملی تاییدی در دستور کار قرار گرفت.

نتایج حاصل از ضرایب آلفای کرونباخ نمایانگر آن بود که نسخه‌ی فارسی پرسشنامه کارکردهای مربیگری (MFQ-9) همسانی درونی بسیار بالایی دارد (0/92=α)، به این مفهوم که گویه‌های این مقیاس از تجانس و همخوانی لازم برخوردار هستند. علاوه بر این ضریب آلفای کرونباخ خرده مقیاس‌های حمایت شغلی، حمایت روانی- اجتماعی و الگو برداری از مربی به ترتیب 0/82، 0/84 و 0/85 بدست آمد. در این صورت می‌توان گفت هریک از گویه‌ها در حال سنجش ساختار مشابهی هستند و پراکندگی مفهومی در آن‌ها دیده نمی‌شود. همبستگی چندمتغیری مجموعه‌ی گویه‌ها با نمره کلMFQ-9  پس از حذف گویه نیز نشانگر وجود رابطه قوی در دامنه‌ی 0/60 تا 0/80 بود. همسو با این نتیجه ضریب آلفای  نسخه‌ی MFQ-15 اجرا شده بر روی 474 نفر از دانشجویان یک دانشگاه خصوصی در جنوب شرقی ایالات متحده آمریکا، 0/93 و ضریب آلفای نسخه‌ی MFQ-9 اجراشده بر روی همین گروه، 0/91 و ضریب آلفای زیر مجموعه های MFQ-9  در دامنه 82/0 تا 85/0 بدست آمد (44). در یک پژوهش زمینه‌یابی روی 1024 نفر از کارمندان (44) پایایی همسانی درونی MFQ-9، 78/0 و برای خرده مقیاس‌ها 0/67تا 0/77 گزارش شد. نسخه تایوانی MFQ-9 روی 312 زن و 201 مرد کارمند اجرا شد و مشخص گردید پایایی همسانی درونی هر یک از زیرمقیاس‌های حمایت شغلی، حمایت روانی، الگوبرداری از نقش و کل پرسشنامه برای مردان به ترتیب 0/86، 0/84، 0/77 و 0/80 و برای زنان به‌ترتیب 0/93، 0/88، 0/90 و 0/89 می‌باشد (46). این نتایج با یافته‌های حاصل از مطالعه حاضر همسویی نشان می‌دهد.

در پژوهش حاضر، اعتبار سازه‌ی‌ نسخه‌ی فارسی پرسشنامه کارکردهای مربیگری (MFQ-9) از طریق همبستگی‌های مطلوب و قابل قبول (بین 0/27 تا 0/71 و همگی در سطح معنی‌داری 0/0001 P<) با سایر سازه­هایی که انتظار می­رفت ارتباط مثبت و معنی‌داری با MFQ-9 داشته باشد، مورد کاوش قرار گرفت. در بررسی اعتبار سازه مشخص شد بین نمرات کل MFQ-9 و نمرات آزمون‌های عدالت سازمانی، تعهد سازمانی، رضایت شغلی و کیفیت زندگی کاری ارتباط مثبت و معنی‌داری وجود دارد. همسو با این یافته در پژوهش‌های متعددی مشخص شده است که وجود سطوح بالاتر مربیگری در یک سازمان می‌تواند با افزایش سطوح عدالت سازمانی (9) و تعهدسازمانی (42،10،8)، رضایت شغلی (42،8) و حتی سلامت روانی بهتر همراه باشد (16،12،7). اگرچه رابطه مستقیم بین کارکردهای مربیگری و کیفیت زندگی کاریِ کارکنان منطقی به نظر می‌رسد اما تاکنون هیچ مطالعه‌ای بر روابط دوجانبه میان آن­ها و مکانیسمی که از طریق آن مربیگری می‌تواند کیفیت زندگی کاری را ارتقاء بخشد، تمرکز نکرده‌ است. این موضوع می‌تواند پیشنهادی برای مطالعات آینده باشد. همسو با یافته‌های فوق، محققان بین نمرات MFQ-9 و نمرات آزمون‌های تعهد سازمانی و رضایت شغلی همبستگی مثبت و معنی­داری مشاهده نمودند (44).

علاوه بر آن یافته­های پژوهش حاضر در ارزیابی اعتبار ملاکی هم­زمان نشان داد که نمرات پرسشنامه کارکردهای مربیگری (MFQ-9) نسبت معناداری از واریانس آزمون‌های عدالت سازمانی، تعهد سازمانی، رضایت شغلی و کیفیت زندگی کاری را تبیین می‌نماید. همسو با این یافته‌ها، پژوهشی که بر روی مردان آفریقاییآمریکایی عضو انجمن مدیران تجاری انجام شده بود (45) دریافت نمرات MFQ-9 بطور معنی‌داری رضایت شغلی و تعهد سازمانی را پیش بینی می‌نماید. از این یافته‌های تلویحاً برداشت می‌شود که صرف­نظر از اثرات مداخله گر سن و سابقه کار می‌توان انتظار داشت مداخلات روانشناختی- سازمانی در جهت ارتقای کارکردهای مربیگری مدیران و سرپرستان بیمارستانی به درک بیشتر حس عدالت و تعهد سازمانی، رضایت شغلی و بهبود کیفیت زندگی کاریِ کارکنان بیانجامد.

به منظور بررسی تاییدپذیری ساختارسه-عاملی MFQ-9 از روش تحلیل عاملی تاییدی مبتنی بر مدل معادلات ساختاری یا تحلیل چند متغیری با متغیرهای مکنون استفاده شد. نتایج تحلیل عاملی تاییدی مرتبه اول با استفاده از روش برآورد بیشینه درست نمایی(ML) نشان داد که مدل اندازه‌گیری پرسشنامه کارکرهای مربیگری مناسب بوده و کلیه پارامترهای مدل معنی­دار است. شاخص‌های برازندگی مدل اندازه‌گیری MFQ-9 نیز نشانگر کفایت کلی مدل اندازه­گیری و تمامی شاخص‌ها بالاتر از 90/0 و شاخص RMSEA ، 083/0 بود. این نتایج مبیّن آنست که ساختار سه-عاملی پرسشنامه کارکرهای مربیگری (MFQ-9) حتی بدون اصلاح، بهترین برازش کلی را با داده‌های زیرمقیاس‌های حمایت‌شغلی، حمایت روانی- اجتماعی و الگوبرداری از نقش مربیان در کارکنان بیمارستانی دارد. این مساله نشانگر قابل قبول و معقول بودن شاخص های برازندگی و در نتیجه برازش و صحت مناسب و مطلوب این ابزار در جامعه ایرانی است. با توجه به محتوای عبارات MFQ-9، گویه‌های 1 تا3، 4تا 6 و 7 تا 9 به‌ترتیب عوامل حمایت شغلی، حمایت روانی-اجتماعی و الگو برداری از نقش را مورد سنجش قرار می‌دهند. این یافته با نتایج پژوهش‌های پیشین (45،44،42،15،13،12،11) سازگار است. در واقع اسکاندرا به همراه تیم سازنده MFQ-9 اذعان می‌دارند، ساختار سه­عاملی این ابزار بهترین برازش را با داده‌ها دارد (44). همسو با پژوهش حاضر در یک مطالعه بین‌المللی در دو کشور آمریکا و تایوان که از نظر فرهنگی متفاوت از یکدیگر هستند نیز مشخص شد مدل اندازه‌گیری سه-عاملیِ MFQ-9 در این دو فرهنگِ متفاوت، باثبات و یکسان است (46). این شواهد پژوهشی حمایت بیشتری برای اعتبار سازه‌ای MFQ-9 فراهم می‌آورد.

باید دقت نمود که درجه تعمیم پذیری مطالعه حاضر عمدتاً به‌دلیل ویژگی‌های نمونه،کاهش می­یابد. بنابراین یافته‌های این پژوهش تنها به کارکنان سازمانی-بیمارستانی قابل تعمیم است. روابط معنی‌دار مشاهده شده در پژوهش حاضر منبعث از یک طرح مقطعی است؛ لذا هرگونه استنباط علّیتی از روابط میان متغیرها جایز نیست. در مطالعه حاضر دو گروه کارکنان مرد و زن تحت عنوان یک گروه مورد بررسی قرار گرفتند، در صورتی­که ممکن است مربیان زن و مرد هریک تفاوت‌هایی در کارکردهای حمایت شغلی، حمایت روانی-اجتماعی و الگوبرداری از نقش‌ها برای افراد تحت حمایت خود داشته باشند. همچنین افراد تحت حمایت نیز ممکن است متاثر از جنسیت خود دریافت‌های متفاوتی از کارکردهای مختلف مربی داشته باشند. ازاین­رو برای مطالعات آتی پیشنهاد می‌شود اثر تفاوت‌های جنسیتی هم در سطح مربیان و هم در سطح افراد تحتحمایت مورد توجه قرار گیرد. در مجموع مشخص شد، MFQ-9 دارای ویژگی‌های روان‌سنجی مناسبی است و این پژوهش حمایت قابل قبولی برای کاربرد ساختار سه­ عاملی این ابزار در موقعیت‌های سازمانی-بیمارستانی گوناگون فراهم ‌آرود. افزون بر آن، یافته‌های ما نشان داد تقویت کارکردهای مربیگری به‌طور بالقوه می‌تواند  به بهبود درک کارکنان از عدالت سازمانی، تعهد سازمانی، رضایت شغلی و کیفیت زندگی کاری آنان منجر گردد.

فهرست منابع
1. Hartmann N, Rutherford BN, Hamwi GA, Friend SB. The effects of mentoring on salesperson commitment. Journal of Business Research 2013; 66 (11): 2294-2300.
2. Lakind D, Atkins M, Eddy JM. Youth mentoring relationships in context: Mentor perceptions of youth, environment, and the mentor role. Children and youth services review 2015: 53: 52-60.
3. Allen TD, Eby LT, Poteet ML, Lentz E, Lima L. Career benefits associated with mentoring for proteges: a meta-analysis. Journal of applied psychology 2004; 89 (1): 127.
4. Payne SC, Huffman AH. A longitudinal examination of the influence of mentoring on organizational commitment and turnover. Academy of Management Journal 2005; 48 (1): 158-168.
5. Kram KE. Mentoring at work: Developmental relationships in organizational life. University Press of America: Glenview, Ill: Scott Foresman; 1988.
6. Munk PL. Mentoring: Helping Others Do What They Can, as Well as They Can. Canadian Association of Radiologists Journal 2015; 66(4): A1-A8.
7. Demir S, Demir SG, Bulut H, Hisar F. Effect of Mentoring Program on Ways of Coping with Stress and Locus of Control for Nursing Students. Asian nursing research 2014; 8 (4): 254-260.
8. Hartmann N, Rutherford BN, Feinberg R, Anderson JG. Antecedents of mentoring: Do multi-faceted job satisfaction and affective organizational commitment matter? Journal of Business Research 2014; 67(9): 2039-2044.
9. Richard OC, Taylor EC, Barnett T, Nesbit MFA. Procedural voice and distributive justice: Their influence on mentoring career help and other outcomes. Journal of Business Research 2002; 55 (9): 725-735.
10. Brown BP, Zablah AR, Bellenger DN. The role of mentoring in promoting organizational commitment among black managers: An evaluation of the indirect effects of racial similarity and shared racial perspectives. Journal of Business Research 2008; 61(7): 732-738.
11. Castro SL. The tale of two measures: Evaluation and comparison of Scandura’s (1992) and Ragins and McFarlin’s (1990) mentoring measures. In Southern Management Association Meeting, San Antonio, TX 2004 Nov (pp. 3-6).
12. Hu C. Analyses of measurement equivalence across gender in the Mentoring Functions Questionnaire (MFQ-9). Personality and Individual Differences 2008; 45 (3): 199-205.
13. Pellegrini EK, Scandura TA. Construct equivalence across groups: An unexplored issue in mentoring research. Educational & Psychological Measurement 2005; 65: 323–335.
14. Wanberg CR, Welsh ET, Hezlett SA. Mentoring research: A review and dynamic process model. In Martocchio JJ, Ferris GR, editors. Research in personnel and human resources management 2003; 22: 39–124.
15. Scandura TA, Ragins BR. The effects of sex and gender role orientation on mentorship in male-dominated occupations. Journal of Vocational Behavior 1993; 43: 251–265.
16. Locken T, Norberg H. Reduced anxiety improves learning ability of nursing students through utilization of mentoring triads. J Nurs Educ 2005; 48(1): 17-23.
17. Sprengel AD, Job L. Reducing student anxiety by using clinical peer mentoring with beginning nursing students. Nurse Educator 2004; 29(6): 246-250.
18. Yaghoobian M, Salemeh F, Yaghoobi F. The effect of Mentorship on clinical environment stressors. Med Science J of Mazandaran 2008; 18 (66): 42-5.
19. Short JD. Mentoring. Career enhancement for occupational and environmental health nurses. AAOHN journal: official journal of the American Association of Occupational Health Nurses 2002; 50 (3):135-41.
20. Myall M, Levett‐Jones T, Lathlean J. Mentorship in contemporary practice: the experiences of nursing students and practice mentors. Journal of clinical nursing 2008 1;17 (14):1834-42.
21. Lemeshow S, Hosmer DW, Klar J, Lwanga SK. Adequacy of sampler size in health studies. Chichester: Wiley. 1990.
22. Hatam A, Rezaei S, Kouchkinejad L, Yousefzadeh Sh.[Role of quality of work life, organizational commitment and mentoring considering personnel on job satisfaction: case study of Pour-Sina state hospital personnel in Rasht]. 6th International Conference on Management Entrepreneurship and Economic Development;September 2014; Iran.(Qom). [Persian]
23. Niehoff BP, Moorman RH. Justice as a mediator of the relationship between methods of monitoring and organizational citizenship behavior. Academy of Management Journal 1993; 36: 527-556.
24. Shokrkon H, naami A. Simple and multiple relationships of organizational justice on employees' job satisfaction in a manufacturing company. Journal of Education and Psychology 2004; 11 (1-2): 57-70. [Persian]
25. Moradi M, Hamidi M, Sajjadi N, kazem Nejad A, jafari A, moradi J. The Relationship between Transformational/Transactional Leadership and Organizational Justice and Modeling in Physical Education Organization of Iran. Jornal of sport management 2009; 2: 96-73. [Persian]
26. Allen NJ, Meyer JP. The measurement and antecedents of affective, continuance, and normative commitment to the organization. Journal of Occupational Psychology. 1990; 63: 1–18.
27. Smith PC, Kendall LM, Hulin CL. The measurement of satisfaction in work and retirement. Chicago: Rand McNally.1969.
28. Gharabaghi H. [The Survey of the Relationship between Personality Characteristics and Job Satisfaction among Iran Teraktor Sazi co. employees]. [dissertation]. Ed Tabriz: University of Tabriz. [Persian].
29. Walton RE. Criteria for quality of work life. In: Davis, L.E., Cherns A.B. Quality of working life: problems, projects and the state of the art. New York: Macmillian. 1975
32. 30-Timossi L, Pedroso B, Francisco A, Pilatti L. Evaluation of Quality of Work Life: An Adaptation From The Waltons QWL model .xva International Conference On Industrial Engineering And Operations Management .The integration of productive chain with an approach to sustainable manufacturing. Rio de Janeiro. Brazil. 2008.
33. 31-Meyers LS, Gamst G, Guarino AJ. Applied multivariate research: Design and interpretation. London,U.K: New Delhi: Sage; 2006
34. 32-Byrne BM. Structural equation modeling: Perspectives on the present and the future. International Journal of Testing 2001;1 (3-4):327-34.
35. 33-Marsh HW, Hocevar D. Application of confirmatory factor analysis to the study of self-concept: First-and higher order factor models and their invariance across groups. Psychological bulletin. 1985; 97 (3):562.
36. 34-Wheaton D. Assessing reliability and stability in panel models. Sociological methodology. 1977.
37. 35-Kline RB. Principles and practice of structural equation modeling: Guilford press; 2011.
38. 36-Loehlin JC. Latent variable models: An introduction to factor, path, and structural equation analysis: Psychology Press; 2013.
39. 37-Bentler PM, Bonett DG. Significance tests and goodness of fit in the analysis of covariance structures. Psychological bulletin 1980;88(3):588.
40. 38-Tucker LR, Lewis C. A reliability coefficient for maximum likelihood factor analysis. Psychometrika 1973;38(1):1-10.
41. 39-Hu Lt, Bentler PM. Cutoff criteria for fit indexes in covariance structure analysis: Conventional criteria versus new alternatives. Structural Equation Modeling: A Multidisciplinary Journal 1999; 6 (1):1-55.
42. 40-Miles J, Shevlin M. Effects of sample size, model specification and factor loadings on the GFI in confirmatory factor analysis. Personality and Individual Differences. 1998; 25: 85-90.
43. 41-Tabachnick BG, Fidell LS. Using multivariate statistics. 4th ed. Boston: Allyn and Bacon; 2001.
44. 42-Sakakibara KS, Ishikawa H, Kiuchi T. Reliability and validity of the Japanese version of the Mentoring Functions Questionnaire 9-item version. Sangyo Eiseigaku Zasshi 2013;55 (4):125-34. [Japanese]
45. 43-Brown TA. Confirmatory factor analysis for applied research. New York: Guilford Press; 2006.
46. 44-Castro SL, Scandura TA, Williams EA. Validity of Scandura and Ragins' (1993) Multidimensional Mentoring Measure: An Evaluation and Refinement. Miami: University of Miami Scholarly Repository: Management Faculty Articles and Papers. 2004. Available from: http://scholarlyrepository.miami.edu/management_articles/7
47. 45-Robinson DM. Mentoring African American Men: A Study of Job Satisfaction and Organizational Commitment [dissertation]. Louisville: University of Louisville; 2007.
48. 46-Hu C, Pellegrini EK, Scandura TA. Measurement invariance in mentoring research: A cross-cultural examination across Taiwan and the US. Journal of Vocational Behavior 2011; 78 (2): 274-282.
ارسال پیام به نویسنده مسئول

ارسال نظر درباره این مقاله
نام کاربری یا پست الکترونیک شما:

کد امنیتی را در کادر بنویسید >



DOI: 10.18869/acadpub.rme.8.4.29


XML   English Abstract   Print


Download citation:
BibTeX | RIS | EndNote | Medlars | ProCite | Reference Manager | RefWorks
Send citation to:

rezaei S, Hatam Siahkal Mahalle A, Khaksari Z, Yousefzadeh S. Validation and Confirmatory Factor Analysis for Mentoring Functions Questionnaire (MFQ-9) in Hospital Personnel. Research in Medical Education. 2017; 8 (4) :29-42
URL: http://rme.gums.ac.ir/article-1-356-fa.html
رضائی سجاد، حاتم سیاهکل محله علیرضا، خاکساری زهرا، یوسف زاده شاهرخ. اعتبارسنجی و تحلیل عاملی تاییدی نسخه فارسی پرسشنامه کارکرد های مربیگری در کارکنان بیمارستانی . پژوهش در آموزش علوم پزشكي. 1395; 8 (4) :29-42

URL: http://rme.gums.ac.ir/article-1-356-fa.html

دوره 8، شماره 4 - ( 10-1395 ) برگشت به فهرست نسخه ها
پژوهش در آموزش علوم پزشکی Research in Medical Education