بیین فضای اخلاقی کنشگران دانشگاهی با تاکید بر نظریه ساخت یابی گیدنز
الموضوعات :
احسان رحماني خليلي
1
(گروه جامعهشناسی، واحد تهران مرکزی، دانشگاه آزاد اسلامی تهران، تهران، ایران )
الکلمات المفتاحية: فضای اخلاقی, کنشگران دانشگاهی, ساخت یابی گیدنز, دانشگاه آزاد اسلامی واحد تهران مرکزی,
ملخص المقالة :
فضای اخلاقی دانشگاه در نهادها و سازمانها از دو منبع مهم سر چشمه می گیرد که شامل عاملان سازمان ها و ساخت سازمانی می باشد. گیدنز معتقد است ساختارها هم به دست كنشگران انساني به وجود مي‌آيد و هم وسيلهاي است كه چنين كنشي به كمك آن صورت مي‌گيرد. ساختارها را انسان ايجاد ميكند. اما آنها هم كنش انساني را محدود و امكانپذير ميسازند در این مقاله با رویکرد نظری گیدنز به تبیین نگرش دانشجویان در ایجاد فضای اخلاقی دانشگاهی پرداخته شد و اینکه ارزیابی از ساختار دانشگاه و عاملان دانشگاهی تا چه میزان در تبیین نگرش دانشجویان برای ایجاد فضای اخلاقی موثر است. تحقيق حاضر از نوع تبیینی است و از لحاظ روش، يك تحقيق پيمايشي به حساب مي‌آيد. جامعه آماري تحقيق حاضر شامل دانشجویان دانشگاه آزاد اسلامی واحد تهران مرکزی در سال 1400 مي‌باشد. ابزار گرد‌آوري داده‌ها در اين تحقيق پرسشنامه محقق ساخته می باشد که پس از بررسی روایی و پایایی آن با تلفیق نمونه گیری خوشه ای و طبقه‌بندي نامتناسب و تعیین حجم نمونه با استفاده از فرمول‌كوكران، در بین 381 نفر از دانشجویان مقاطع لیسانس و فوق لیسانس اجرا شده است. یافتههای تحقیق حاکی از آن است که متغیر ارزیابی از ساختار دانشگاه به طور مستقیم بر ایجاد فضای اخلاقی موثر است و ارزیابی از عاملان دانشگاهی بطور غیر مستقیم از مسیر ارزیابی از ساختار دانشگاه بر ایجاد فضای اخلاقی دانشگاهی در بین دانشجویان اثر می گذارد.
1. رحمانی خلیلی، احسان (1396)، سنجش اخلاق شهروندی، تهران، پژوهشگاه فرهنگ، هنر و ارتباطات.
2. كيويستو، پيتر (1380)، انديشه هاي بنيادي در جامعه شناسي، ترجمه منوچهر صبوري، نشر ني، تهران.
3. توسلی، غلامعباس (1380)، نظریه های جامعه شناسی، تهران، سازمان مطالعه و تدوین کتب علوم انسانی دانشگاه ها (سمت).
4. کرایب ، یان (1378)، نظریه اجتماعی مدرن : از پارسونز تا هابرماس ،ترجمه ی عباس نصر ، تهران، نشر آگاه.
5. اشتری مهرجردی، اباذر؛ عشایری، طاها (1400) تبیین عوامل موثر بر اخلاق دانشگاهی جامعه دانشگاهی محقق اردبیلی، نشریه صنعت و دانشگاه، شماره 51، دوره 14، بهار و تابستان 1400، صص 92-79.
6. شقاقی، مهدی (1400)، اثرات متقابل کلان ساختارهای اجتماعی در پدیده سرقت علمی (مطالعه موردی ایران)، مجله پردازش و مدیریت اطلاعات زمستان 1400، شماره 126، صص 438-411.
7. اکبری خودلان، زهرا؛ شاکری، محسن؛ رحیمی، مهدی(1400) مطالعه کیفی پدیده بی صداقتی تحصیلی در دانشجویان، مجله علوم تربیتی، بهار و تابستان 1400، شماره 112، صص 162-145.
8. زلفی گل، محمد علی (1397) طرح رصد: پویش، پویش و پالایش آموزش پژوهش و فناوری، هفتمین کنفرانس الگوی ایرانی اسلامی پیشرفت. 19و 18 اردیبهشت ماه.
9. خلفی، شهلا ؛ جوادی یگانه، محمدرضا؛ نوابخش، مهرداد (1396)، تبیین ارزشهای نظری و رفتاری اخلاق علمی در میان دانشجویان، مجله راهبرد اجتماعی فرهنگی، شماره 24، صص 142-109.
10. خلفی، شهلا (1383)، «مطالعه عوامل اجتماعی موثر بر میزان پایبندی به اخلاق شهروندی در میان شاغلین مراکز دانشگاهی مورد شهر تهران»، استاد راهنما: سید یعقوب موسوی، پایان نامه کارشناسی ارشد دانشگاه الزهراء.
11. طهماسبی فرد، کبری (1388)، «اخلاق شهروندی و رابطه آن با تحصیلات در شهر رشت»، استاد راهنما: فاروق خارابی، پایان نامه کارشناسی ارشد دانشکده ادبیات و علوم انسانی، دانشگاه گیلان.
12. کاظمی، عباس و محمد رضایی(1388)، «شهر بی انضباط و محدودیت های ظهور شهروندی در ایران»، مجله مطالعات اجتماعی ایران تابستان، (2) 3.
13. زتومکا، پیوتر (1384)، اعتماد یک نظریه جامعه شناسی، ترجمه فاطمه گلابی، تبریز، ناشر مترجم، چاپ اول پاییز.
14. Rothestein, B. and D. stole (2008), The state and Social Capital: A Theory of Generalized Trust . Comparative Politics, Vol. 40, No 4, Jully 2008.
15. Misztal, Barabra A. (1996), "Trust in modern Societies", Cambridge: Polity press, Cambridge UK.
16. Fukuyama, F. (1995), Trust: the social virtues and the creation of prosperity, Penguin, London.
17. North, D. (1990), Institutions, Institutional Change and Economic Performance, Cambridge: Cambridge University Press.
18. تاجبخش، كيان (1384)، سرمايه اجتماعي (اعتماد، دموكراسي و توسعه)، ترجمه افشين خاكباز و حسن پويان، تهران، شيرازه.
19. گیدنز ، آنتونی (1379)، جهان رها شده : گفتارهایی درباره ی یکپارچگی جهانی، ترجمه علی اصغر سعیدی و یوسف حاجی عبدالوهاب ، تهران، علم و ادب.
20. گیدنز، آنتونی (1380)، پیامدهای مدرنیته، ترجمه محسن ثلاثی، تهران، چاپ دوم، انتشارات مرکز.
21. ریتزر، جورج، (1375)، نظریه جامعه شناسی در دوران معاصر، ترجمه محسن ثلاثی، انتشارات علمی.
22. رحمانی خلیلی، احسان (1397)، جزوه در س آمار پیشرفته و کاربرد نرم افزارهای متناسب با آن، مقطع دکتری، دانشگاه آزاد اسلامی واحد تهران مرکزی.
تحلیلی بر کارآمدی اقدامات ملی انجام شده در حوزه .../ مهدی مجیدپور و همکاران 9
|
ساختیابی گیدنز
* احسان رحمانيخليلي
* گروه جامعهشناسی، واحد تهران مرکزی، دانشگاه آزاد اسلامی تهران، تهران، ایران ehsan5171@gmail.com
تاریخ دریافت: 14/06/1402 تاریخ پذیرش: 02/08/1402
صص: 138- 125
چکیده
فضای اخلاقی دانشگاه در نهادها و سازمانها از دو منبع مهم سر چشمه می‌گیرد که شامل عاملان سازمانها و ساخت سازمانی میباشد. گیدنز معتقد است ساختارها هم به دست كنشگران انساني به وجود مي‌آيد و هم وسيلهاي است كه چنين كنشي به كمك آن صورت مي‌گيرد. ساختارها را انسان ايجاد ميكند. اما آنها هم كنش انساني را محدود و امكانپذير ميسازند در این مقاله با رویکرد نظری گیدنز به تبیین نگرش دانشجویان در ایجاد فضای اخلاقی دانشگاهی پرداخته شد و اینکه ارزیابی از ساختار دانشگاه و عاملان دانشگاهی تا چه میزان در تبیین نگرش دانشجویان برای ایجاد فضای اخلاقی موثر است.
تحقيق حاضر از نوع تبیینی است و از لحاظ روش، يك تحقيق پيمايشي به حساب مي‌آيد. جامعه آماري تحقيق حاضر شامل دانشجویان دانشگاه آزاد اسلامی واحد تهران مرکزی در سال 1400 مي‌باشد. ابزار گرد‌آوري داده‌ها در اين تحقيق پرسشنامه محقق ساخته میباشد که پس از بررسی روایی و پایایی آن با تلفیق نمونهگیری خوشهای و طبقه‌بندي نامتناسب و تعیین حجم نمونه با استفاده از فرمول‌كوكران، در بین 381 نفر از دانشجویان مقاطع لیسانس و فوقلیسانس اجرا شده است.
یافتههای تحقیق حاکی از آن است که متغیر ارزیابی از ساختار دانشگاه به طور مستقیم بر ایجاد فضای اخلاقی موثر است و ارزیابی از عاملان دانشگاهی بطور غیر مستقیم از مسیر ارزیابی از ساختار دانشگاه بر ایجاد فضای اخلاقی دانشگاهی در بین دانشجویان اثر میگذارد.
واژههای کلیدی: کارآفرینی، دانشگاه، توسعه، منابع انسانی، مدیریت.
نوع مقاله: علمی
1- مقدمه
در دنیای معاصر، سازمانها در جوامع به عنوان عاملی در جهت رشد و توسعه تلقی میگردند و دانشگاه مهمترین نهاد در مسیر توسعه است. بنابراین رعایت اخلاقیات در نهاد دانشگاهی میتواند موجب دسترسی به اهداف این نهاد مهم در جامعه گردد. در دو رویکرد متفاوت
شکلگیری فضای اخلاقی در سازمانهای اجتماعی به ساختارها و عاملان بستگی دارد که به برخی از نظریههای جامعه شناختی در این زمینه اشاره میشود.
اخلاق در معنای کلی خود، ما را به در پیش گرفتن رفتار اخلاقی در قبال دیگری‌هایی‌که با آنها در ارتباط نزدیک و روزمـره قرار داریم، یعنـی افـراد خانـواده، خویشـاونـدان،
نویسنده عهدهدار مکاتبات: احسان رحمانیخلیلی Ehsan5171@gmail.com |
انتزاعی یافته و برساخته با عنوان شهروندان است، شهروندانی که ما بهطور لزوما در زندگی روزمرة خود با آنها در ارتباط قرار نداشته نمی‌گیریم یا تنها در ارتباطی گذرا و لحظه‌ای با آنها قرار میگیریم، اما بهمثابه یک شهروند، خود را در قبال آنها مسئول احساس میکنیم و آنها را از همان حقوقی برخوردار میدانیم که تلقی میکنیم آن حقوق را برای خودمان قائلیم.ازاینرو، برای پایبندی به اصول اخلاقی که به همان معنای کلی اخلاقی بودن است در قبال کسانی که با آنها در ارتباط و تعامل هستیم، معنا مییابد [1]
در تبیین فضای اخلاقی دانشگاه میتوان از نظریه ساخت یابی سود جست که محور اساسی در آن نحوه مشاركت ساختار و فاعليت در پديدآوري رويدادهاي اجتماعي است. ساخت جهان فعلي، نتيجه مشاركت انسانها از طريق تعامل كنشهاي آنان است كه اين كنشها حاصل هنجارها و رفتارهاي مشترك انسانهاست. اجزاي اين ساخت، مردم، گروهها و خرده فرهنگها (عاملها) هستند كه از طريق نگرشها و تنظيم روابط و كنشها، دائماً شرايط و موقعيتهاي جديد و تصادفي به وجود ميآورند. راهحل پيشنهادي گيدنز براي مسئله كنشگر - ساختار با تمركز بر شيوههاي عمل اجتماعي به دست مي‌آيد. او به سود آن چه «دوگانگي ساختار» مينامد استدلال ميكند؛ به اين معنا كه ساختارها هم به دست كنشگران انساني به وجود مي‌آيد و هم وسيلهاي است كه چنين كنشي به كمك آن صورت مي‌گيرد. ساختارها را انسان ايجاد ميكند. اما آنها هم كنش انساني را محدود و امكانپذير ميسازند [2]. او معتقد است كه هر تحقيقي در علوم اجتماعي با كنش و يا ساخت سروكار دارد و هيچ معلوم نيست كه ساخت، تعيين كننده كنش باشد يا بالعكس [3]. بنابراين گيدنز، سعي ميكند، تصوري از جامعه را حفظ كند، اما در عين حال، تأكيد دارد كه جامعه از طريق كنش انساني توليد و بازتوليد ميشود [4]. به عبارت دیگر ساختار و عاملیت هر دو در ایجاد فضای اخلاقی دانشگاه نقش مهمی را ایفا میکنند. با این رویکرد فضای اخلاقی دانشگاه در نهادها و سازمانها از دو منبع مهم سر چشمه می گیرد که شامل عاملان سازمان ها و ساخت سازمانی می باشد. فضای اخلاقی سهم مهمي در فرايندهاي سازماني نظير عقد قراردادها، انجام مذاكرات و نظارت مستمر بر عملكرد واحدها دارد و تلاش درجهت افزايش آن ميتواند بسياري از هزينههاي مربوط به فعاليتهاي ذكر شده را كاهش و علاوه بر آن بهرهوري سازماني را افزايش دهد. از اين رو، اخلاقمداری در بين گروهها و واحدهاي مختلف يك سازمان را ميتوان از مهمترين وظايف سازماني دانست. هر سازمانی نیازمند ایجاد فضای اخلاقی در میان اعضای خویش است چرا که بدون ایجاد فضای اخلاقی تحقق اهداف سازمان بسیار دشوار خواهد بود و این کنش اخلاقی است که اعضای سازمان را مسؤلیتپذیر مینماید.
چنانچه پيداست اخلاقیات درجامعه امروز، نقش پررنگي را بازي ميكند و حضورش در عرصههاي عمومي و خصوصي اهميت ويژهاي دارد، بنابراين تحقيق و پژوهش در اين باره نياز اساسي هر جامعه اي است تا بنيانهاي اعتماد در آن جامعه تقويت شود و به سوي رشد و ترقي پيش رود. براي داشتن جامعه مدني، انسجام اجتماعي، مشاركت مردمي و استفاده از ارتباطات گسترده جهاني، اعتماد اجتماعي و اخلاقیات حرف اول را ميزند. بدون تردید بسیاری از مشکلات خرد و کلان جامعه به بحرانهای اخلاقی باز میگردد که در پیدا و پنهان روح و ذهن شهروندان راسخ شده است. به تعبیر دیگر، بسیاری از مشکلات در سطح فردی، خانواده ای، اجتماعی و بسیاری از ناهنجاریهای جامعه ناشی از دور شدن انسان از فضائل انسانی است. امری که توجه موکد نخبگان و مصلحان را میطلبد.
از آنجاييكه در مباحث امروزي توسعه، يكي از شاخصهاي مهم مشاركت، اخلاقی رفتار کردن افراد با يكديگر بوده لذا رعایت اخلاقیات هم به معناي راه توسعه و هم هدف توسعه مطرح میشود و خمير مايه اصلي اين توسعه، تعليم و تربيت افراد جامعه است و دانشگاه به عنوان یکی از مراکز مهم تعلیم وتربیت در این موضوع نقش مهمی را بر عهده دارد. آنچه كه موجب شده است این موضوع مورد توجه و انتخاب قرار گیرد اهمیت و جایگاه اخلاقیات در تعاملات علمی جامعه دانشگاهی است زیرا که در فضای دانشگاهی روابط بین افراد بیشتر غیررسمی است و اصل مهم در بسترسازی چنین روابطی رعایت اخلاقیات است. در این مقاله با هدف تبیینی و رویکرد نظری گیدنز به دنبال پاسخگویی به این سوالات میباشیم که: میزان نگرش دانشجویان از اخلاقی بودن فضای دانشگاه و ارزیابیشان از ساختار دانشگاه و عاملان دانشگاهی به چه میزان میباشد؟ و چگونه متغیرهای ارزیابی از ساختار دانشگاه و عاملان دانشگاه بر ایجاد فضای اخلاقی دانشجویان موثرند؟
- نتایج مقاله اشتری مهرجردی با عنوان " تبیین عوامل موثر بر اخلاق دانشگاهی جامعه دانشگاهی محقق اردبیلی" نشان میدهد که میزان اخلاق کار برحسب وضع تأهل تفاوت معنیداری داشته و مقدار آن در میان گروه متأهل (1.8) بیش از سایرین سطح اخلاق کار برحسب سطح تحصیلات تفاوت میپذیرد و مقدار آن در میان گروه دارای سطح تحصیلات دکتری (2.1) نسبت به سایر گروهای تحصیلی بیشتر است. سطح اخلاق کار برحسب نوع شغل تفاوت میپذیرد و مقدار آن در میان گروه شغلی هیئت‌علمی (2.6) و دانشجویان (2.2) نسبت به سایر گروهای شغلی بیشتر است. سطح اخلاق کار برحسب نوع طبقه تفاوت میپذیرد و مقدار آن در میان طبقه بالا (3.1) بیشتر از طبقه متوسط و پایین است. نتایج نشان میدهد که بین رضایت شغلی (0.35)؛ استرس شغلی (0.31-)؛ فرسودگی شغلی (0.34-)؛ تعهد سازمانی (0.56)؛ هویت سازمانی (0.30) و باورهای مذهبی (0.28) رابطه معنادار با اخلاق کار وجود دارد. نتایج رگرسیون نشان میدهد که ضریب همبستگی چندگانه برابر با 0.601؛ ضریب تبیین برابر با 0.532 و ضریب تبیین تصحیح‌شده برابر با 0.483 است [5]. همچنین یافتههای مقاله شقاقی با عنوان " اثرات متقابل کلان ساختارهای اجتماعی در پدیده سرقت علمی (مطالعه موردی ایران)" نشان میدهد که سرمایه‌داری دولتی (اقتصاد رانتی، تخصص‌زدودگی و کالایی‌شدن دانش) و رسوبات فرهنگی (گفتمان‌های سنتی و علم ایدئولوژیک) به‌عنوان ورودی‌های سیستم اجتماعی-تکنیکی دانشگاه، منجر به فرایندهایی چون صورت‌گرایی پژوهشی (پژوهش ماشینی و غلبۀ وجه خطابی) و آموزش غیرانتقادی (نگاه آموزشی به پژوهش) میشود، و خروجی آن ورودی‌ها و این فرایندها، بیتفاوتی (مبادلۀ فاسد) و دانشگاه دیوان‌سالار (ارزیابی ایستا و ضعف کنترل) است. فرض دو تأیید شد و نشان داده شد که متغیرهای اقتصادی، اثر بیشتری نسبت به بقیۀ متغیرها دارند. فرض سه نیز رد شد و معلوم گردید که عامل «عادت‌وارۀ مَدرَسی» (اشرافیت علمی و تک‌افتادگی» متغیر میانجی مهم‌تری است [6]. نتایج تحقیق اکبری خودلان و همکاران نشان میدهد که کاربردی بودن دروس، ویژگیهای فردی، پیشینة آموزشی، محدودیت زمانی و سنگینی دروس، سیاست‌های پذیرش دانشجو، حرفه‌مندی اساتید، و فشار خانواده، سبب شکلگیری مقوله محوری "جهت‌گیری هدف عملکردی" شده است. همچنین ویژگیهای زمینهای (همچون محیط فیزیکی، جو کلاس و دانشگاه، فناوری، نظارت و برخورد) و شرایط محیطی (محیط فرهنگی- اجتماعی، محیط سیاسی، و محیط سیاستگذاری)، زمینه بروز واکنش‌های غیراخلاقی دانشجویان را همچون تقلب در امتحان، بی‌صداقتی در انجام تکالیف، سرقت علمی و بی‌صداقتی در پژوهش فراهم ساخته است که منتج به اخلال در توسعه فردی، توسعه اجتماعی و توسعه دانشگاهی شده است. در نهایت میتوان اذعان داشت که پدیده بی‌صداقتی تحصیلی، ریشه در جهت‌گیری هدف فرد دارد عوامل متعدد محیطی و فردی میتوانند آن را دستخوش تغییر سازند، لذا تلاش جامع و همه‌جانبه در جهت اصلاح آن ضروری به نظر میرسد [7]. زلفی گل در مقاله خود با عنوان "طرح رصد: پویش، پویش و پالایش آموزش پژوهش و فناوری" به این نتیجه میرسد که مهمترین عامل پیشران برای هدایت یک جامعه به سمت دانائی، توانائی، فرهیختگی و توسعه همه جانبه، علم و دانش می باشد. کمتوجهی و بیمهری به دانش و دانشمندان، پژوهش و پژوهشگران و فرهیختگی و فرهیختگان هر جامعهای توسط صدا و سیمای آن کشور، نوعی
فرصتسوزی بوده و برعکس معرفی الگوهای علمی در کنار سایر الگوها به جامعه یک نوع فرصتسازی میباشد. عمومیسازی دانشها و فناوریهای نوین و آگاهسازی شهروندان با آنها، به نوعی فرهنگ سازی نیز میباشد. زیرا علم و تکنولوزی جدید همراه با خود فرهنگهای نوین را به ارمغان میآورد. از طرف دیگر نظارت عمومی بر فرآیند تولید علم، فناوری و نوآوری یک ضرورت هست. زیرا تمایز علم از شبه علم و رعایت اصول و اخلاق علمی توسط دانشمندان، دانشپژوهان، پژوهشگران و اندیشمندان با نظارت عمومی و همگانی کمهزینهتر و دقیقتر صورت میپذیرد. در این راستا طرح رصد، جهت بررسی مستمر وضعیت سیستم و نظام آموزش، پژوهش، علم، نوآوری و فناوری کشور ارائه می گردد. بهره گیری از پتانسیل و توان انجمنهای علمی مصوب کشور در راستای
آموزشهای غیر رسمی و مادام العمر و اجرای موفق طرح رصد توصیه میگردد [8]. و یافتههای خلفی و همکاران نشان میدهد که بین سطح نظری و رفتاری ارزشهای اخلاق علمی دانشجویان تعارض وجود دارد، که ۵۹/ ۵۴ درصد آنان دارای تعارض بیش از50 درصد و ۴۰/ ۴۵ درصد، دارای انطباق نسبی بیش از 50 درصد هستند. این تعارض و انطباق نسبی در اخلاق علمی دارای روابط معناداری با عوامل مختلف از جمله: درجه باورهای مذهبی، آگاهی، معرفت و رتبه علمی، نوع رشته تحصیلی، عاقبتاندیشی، توجه به نتایج و پیامد رفتاری، احساس مسئولیت در انجام درست وظایف تعیین شده دانشجویی، انتظار کسب رتبه علمی مطابق با تلاش علمی، ارتقای مراحل تحصیلی، پایگاه اقتصادی، مذهبی و علمی پدر و مادر، پایگاه اقتصادی، مذهبی و علمی خود دانشجویان و چگونگی روابط و مناسبات اجتماعی و اجماع آنان با اساتید است [9]. یافتههای تحقیق خلفی نشان میدهد که رابطههای معنیداری بین مولفههای مختلف اخلاق شهروندی با درآمد، رتبه شغلی، تعلق طبقاتی، سطح تحصیلات، وضعیت اخلاقی و فرهنگی خانواده، میزان اعتقادات مذهبی، نوع دانشگاه و دانشکده، نوع وسایل ارتباط جمعی مورد استفاده، نوع جنسیت، موقعیت اقتصادی، فرهنگی، علمی، سیاسی و اجتماعی خانواده، میزان دسترسی به منابع علمی، فرهنگی و ... وجود دارند [10]. همچنین یافتههای تحقیق طهماسبی فرد نشان میدهد که متغیر تحصیلات به عنوان متغیر زمینهای در تحقیق حاضر بیشترین تأثیرگذاری بر میزان پایبندی به اخلاق شهروندی داشته است و افراد تحصیلکرده که از آموزش عالی نیز برخوردار بودهاند نسبت به اخلاق شهروندی پایبندی بالاتری نشان دادهاند. در رابطه با متغیر منزلت شغلی، هرچه از نظر افراد شغلشان دارای پرستیژ و منزلت بالاتری باشد پایبندی آنها به اخلاق شهروندی بیشتر است و بالعکس. و نهایتا افرادی که متعلق به طبقه بالا میباشند و پایگاه اجتماعی اقتصادی بالایی دارند بیشترین پایبندی را به اخلاق شهروندی دارند[11].
2- ادبیات نظری
اخلاق، مفهوم عامی است که در مکاتب فلسفی، نظریههای مختلف و مذاهب گوناگون به طور مبسوط مطرح شده است. اما اخلاق اجتماعی به معنایی که مدنظر ماست مختص جامعه جدید است. به عبارتی، جامعه مدرن ساختارهای اخلاقی خاص خود را میطلبد و برای حفظ انسجام خود به چنین مفهومی نیازمند است. در اینجا امر اخلاقی با امر مدرن گره میخورد، به گونهای که همه منابع فلسفی و دینی اخلاق میتواند در بازسازی اخلاق مدرن یا اخلاق مدنی به کار آید. در عین حال باید بگوییم که هیچ کدام به تنهایی منبع تعریف اخلاق مدرن محسوب
نمیشوند.
دورکیم حیات فكری خود را با تلاش در بنیاد نهادن یك «علم اخلاق» آغاز كرد. او معتقد بود اخلاق اساس همبستگی اجتماعی است و اخلاق دینی و سنتی را مبنای همبستگی مكانیكی و اخلاق اجتماعی و مدنی، را اساس همبستگی ارگانیكی می‌دانست. دورکیم به نسبت میان «امر مدرن» و «امر اخلاقی» توجه کرده است. «در تلقی دورکیمی، امر مدرن در شکل خاص همبستگی اجتماعی مشخص میشود.» [12]. دغدغه دورکیم نشان‌دادن این موضوع بود که در حالی که توسعه تقسیم‌کار، بنیان جدید و قوی‌تری برای همبستگی اجتماعی به وجود میآورد، ولی ممکن است که در قالب شکل‌های نابهنجار خود را متجلی سازد؛ به عبارت دیگر، فرسایش اخلاقیات جمعی ناشی از تقسیم‌کار ممکن است در شرایط ویژه‌ای به انسجام ارگانیکی جدیدی بر اساس به‌هم‌وابستگی منجر نشود و نوعی آشفتگی اخلاقی یا آنومی را پدید آورد. در جایی که آنومی رخ دهد (یعنی در وضعیتی که تقسیم‌کار به اندازه کافی به عنوان پایه زندگی اجتماعی نهادینه نشده)، همبستگی اخلاقی جامعه خود در معرض تهدید قرار می‌گیرد، و به نظر دورکیم همین موضوع تبیین‌کننده مشکل جوامع پیشرفته در زمان اوست.
به نظر زتومکا وجود شرایط ساختاری مداوم که اعتماد را تقویت میکند، سنت مستحکمتری از اعتماد را به وجود میآورد و فقدان درازمدت بافت مولد اعتماد نیز موجب شکلگیری سنت بیاعتمادی ریشهدار میگردد و هر دو سنت دارای ویژگیهای خاصی هستندکه قادر به پشت سر گذاشتن شرایطی که خاستگاه و مولد آنها بوده، هستند و همچنین میتوانند علیرغم تغییر ساختاری زمینهای باقی بمانند [13] و این امر موجب گسترش رعایت نکردن اخلاقیات در فضای سازمانی باشد.
زتومکا عوامل ساختاری موثر در فرهنگ اعتماد که موجب تقویت رعایت اخلاقیات میشود را به شرح ذیل معرفی میکند:
الف – قطعیت هنجارین (و نقطه مقابل آن بی نظمی و بی سامانی هنجارین)؛ ب – شفافیت سازمان اجتماعی (و نقطه مقابل آن ابهام و تیرگی)؛ ج – ثبات نظم اجتماعی؛ د – پاسخگویی قدرت؛ هـ - اجرای حقوق و تعهدات (و نقطه مقابل آن ناتوانی و درماندگی)؛ و – اعمال وظایف و مسئولیتها (و نقطه مقابل آن آسانگیری)؛ ز- تضمین شأن، اصالت و استقلال تکتک اعضای جامعه. همچنین نظریه نهادی رزستین و استول1 (2008)، بر عامل نهادها و تأثیر آن بر اعتماد اجتماعی تأکید میکند. این نظریه بیان میکند که اگر افراد بدانند نهادهای مختلف به ویژه نهادهای حقیقی و انتظامی، به طور منصفانه و کارآمد عمل میکنند، میتوانند باور کنند که شانس فرار افراد قانونشکن و غیرقابل اعتماد از چنگال قانون کم است. در نتیجه شهروندان به این نتیجه میرسند که مردم دلیل خوبی برای اجتناب از اینگونه رفتارها دارند و از این رو قابل اعتماد نیز هستند. وجود فساد، رشوهخواری، خودرأیی، سوگیری غیرعادلانه نهادهای بر اعتماد افراد نسبت به کارآمدی نهادها و عدالت آنها تأثیر میگذارد. رزستین و استول، چهار مکانیسم علی تبیین ویژگیهای نهادی و اعتماد تعمیمیافته که در تقویت اخلاقیات موثر است را به صورت زیر مشخص میکنند:
الف) عدالت و کارآمدی نهادی بر احساس امنیت اجتماعی فرد تأثیر میگذارد.
ب) عدالت و کارآمدی نهادها، تعیینکننده برداشت فرد نسبت به حافظان منافع عمومی است.
ج) عدالت و کارآمدی نهادها، نگرش نسبت به رفتار شهروندان را شکل میدهد.
د) نهادها ممکن است موجب تجربه تبعیض و بیعدالتی در شهروندان به هنگام تماس مستقیم با آنها شوند. به عنوان مثال نهادهای فاسد و ناعادل، موجب تجربه تبعیض و بیعدالتی میشوند که این به نوبه خود تأثیر منفی بر اعتماد تعمیمیافته و اخلاقیات دارد. مفهوم اصلی این نظریه، عملکرد نهادهاست که دو وجه اصلی دارند: عدالت و کارآمدی. بنابراین مفهوم عملکرد نهادی، در مدل مفهومی از نظریه نهادی اعتماد، اتخاذ شده است. این مفهوم دو وجه دارد: عدالت نهادی و کارآمدی نهادی. بنابراین، ارزیابی فرد از ویژگیهای ساختار و عاملان نهادها بر اعتماد اجتماعی مؤثر است [14]. که ره آورد مهم آن ایجاد فضای اخلاقی برای کنشگران خواهد بود.
در سازمانها اخلاقی رفتار کردن کارکنان میتواند در برابر انحرافات از کارهای روزمره از فرد محافظت کند و استقلال و توانایی فرد را افزایش دهد. اعتمادسازی از سوی مدیران در جهت نیل به ایجاد همبستگی و در نهایت افزایش تعهد کار، کسب ویژگیها و صفات خاص یا توانمندیهای مدیریتی و همچنین بینشها و نگرشهای مدیران است که برخوداری نسبتاً مطلوب از این ویژگیها، فرد را به اعمال مدیریت مؤثر در سازمان و تحقق بهتر و سریعتر اهداف سازمانی یاری میدهد، مدیریت مشارکتی، مسئولیتپذیری، شناخت کارکنان، اعتماد به کارکنان، دخالت در امر تصمیمگیری، پذیرش پیشنهادات و اجرای آنها، ایجاد تعادل، علاقه به کارکنان و مهمتر از همه صداقت از ویژگیها و خصوصیات مهم در امر اعتمادسازی مدیران به شمار میآید[15]. بنابراین ویژگیهای مدیران و کارکنان نهادها و سازمانها بر اخلاقی رفتار کردن کنشگران مؤثر است.
اطاعت از قوانین علاوه بر الزامات ناشی از قوانین و میزان تعارض آن با منافع دیگران، به میزان توانایی مدیران در استفاده صحیح و عادلانه از قدرت خود و مقاومت آنان در برابر وسوسههای فرصتطلبی نیز بستگی دارد [16]؛ [17]. رهبران و مدیرانی که عملکردی منصفانه و
بیطرفانه دارند نیز به تعمیم اخلاقی رفتار کردن کمک میکنند. برابری در مقابل قانون و مساوات در مشارکت. بیطرفی و بیتفاوتی در برابر تفاوتهای افراد برای گسترش اخلاقیات ضروری است. ناتوانی هر نهاد و سازمان در رعایت هر یک از این معیارها دلیل اصلی اخلاقمدار نبودن مردم از کل نهاد و یا کارکنان از سازمان است. البته این بیاخلاقی ها منجر به بدبینی نسبت به نهاد یا سازمان میگردد.
اعتماد به مدیران و رهبران و کارکنان بر اساس اعتبار و شهرت اخلاقی آنهاست که از عوامل اعتمادساز برای افراد به شمار میآید. آنان از نظر حقیقتگویی، وفای به عهد، انصاف و همبستگی؛ سابقه بیعیب و نقصی را فراهم
میکنند که دلایل شک و بیاعتمادی را از بین میبرند و لذا کارکنان به همکاری و مشارکت گرایش پیدا میکنند و تعلقات آنها به سازمان، میزان وفاداری و در نهایت تعهد کاری افزایش می یابد[18].
ماهیت نهادهای مدرن عمیقاً وابسته به مکانیسمهای اعتماد به نظامهای انتزاعی، به ویژه نظامهای تخصصی است. گیدنز اهمیت نظامهای تخصصی در جوامع مدرن را تا حدی میداند که جدایی فرد از آنها جز در دورههای کوتاه مدت امکانپذیر نیست. اعتماد به نظامهای انتزاعی از نظر او مستلزم اطمینان به اعتمادپذیری افراد خاصی که نظام را اداره میکنند و اعتماد به دانش و مهارتهای آنها میباشد. البته گیدنز معتقد است در اعتماد به نظامهای تخصصی عملکرد واقعی آنها مهم نیست، بلکه درک افراد از کارکرد شایسته آنها مهم میباشد. در جوامع مدرن به دلیل جدایی زمانی و مکانی و عدم امکان ملاقات های رو در رو، نقاط تماس و دسترسی افراد برای کسب اطلاعات لازم (خصوصا در دوران آموزش مجازی) برای اعتماد و رعایت اخلاقیات نقش بسیار مهمی در ایجاد آن بازی میکند [19].
گیدنزدر نظريه ساختيابي، تلاش ميكند، تا موضوع دوگانگي، بين عامليت و ساختار را حل كند. وي سعي ميكند، با نگاهي ديگر، آنها را مورد بررسي قرار دهد. او ابتدا از دو ايده در مورد ساخت و عامليت كه يكي، شيوه انديشيدن درباره ساخت و ديگري اينكه عامليت تنها محصور در درون فرد است، فاصله مي‌گيرد و سپس به جاي آن عامليت را جريان كنشهاي مردم تلقي ميكند و آنرا به خود آگاهي آنان مرتبط ميسازد [20]. او در نظريه ساختاريابي به دنبال غلبه بر معضل پارسونزي كنش و نظام است، منتها وي در اين زمينه از دو واژه عامليت و ساختار استفاده ميكند. منظور او از عامليت دقيقاً از همان معنايي كه پارسونز در نظر دارد، فراتر ميرود و بيش از پارسونز، براي آن اختيار عمل قايل است. گيدنز، عامليت را مساوي با فرايند مداخله در جريان رويدادهاي انساني ميداند. به عقيده وي، عامليت با نيتهاي كنشگران، كاري ندارد، بلكه با آن چيزهايي سر و كار دارد كه كنشگران در عمل انجام ميدهند، چيزي كه ميتوان، آن را كردارهاي اجتماعي ناميد [21]. او ضمن قبول الزام در جهان، ادعا دارد كه اين الزام به آن معنا نيست كه كنشگران، قدرت هيچگونه گزينشي را ندارند. از سوي ديگر، ساختار هم اين گونه است. به نظر او ساختار اجتماعي، نه فقط محدود كننده نيست، بلكه اختيار دهنده نيز هست. او بر اين باور است كه تئوريهاي كلان (ساختارگرا) متوجه عينيت اجتماعي و تئوريهاي خرد متوجه ذهنيت هستند؛ در حالي كه تئوري ساختيابي، محصول ديالكتيك اين دو يعني عامليت و ساختار است. و از اين رو به دنبال تقدم يكي بر ديگري، نيست. او توانايي كنشگر را به رسميت ميشناسد و اين زماني، صادق است كه آنها را بر پايه ساخت دوگانه، بررسي كنيم. از اينرو ساخت اجتماعي، هم وسيله و هم برآيند اعمالي است كه به طور ناخواسته، نظام اجتماعي را ميسازد[19]. در این مقاله با رویکرد نظری گیدنز به تبیین اخلاق دانشجویان در فضای دانشگاهی پرداخته میشود که بر این اساس فرضیههای مقاله عبارتند از:
فرضیه اول: به نظر میرسد فضای اخلاقی دانشگاه با متغیرهای ارزیابی از ساختار دانشگاه و عاملان دانشگاهی رابطه معناداری دارد.
فرضیه دوم: به نظر میرسد متغیر ارزیابی از عاملان دانشگاهی در حضور متغیر ارزیابی از ساختار دانشگاه بر فضای اخلاقی دانشگاه رابطه معناداری دارد.
فرضیه علی تحقیق: به نظر میرسد متغیر ارزیابی از عاملان دانشگاهی از طریق متغیر ارزیابی از ساختار دانشگاه بر فضای اخلاقی دانشگاه موثر است.
3- روش تحقیق
تحقيق حاضر از نوع توصیفی- علی است که به دنبال تبیین فضای اخلاقی دانشگاه از نگاه دانشجویان است و دیگراز لحاظ روش، يك تحقيق پيمايشي به حساب مي‌آيد و واحد تحليل آن دانشجویان دانشگاه آزاد واحد تهران مرکزی میباشند. از لحاظ معيار زمان يك تحقيق مقطعي است، كه در يك زمان صورت گرفته و واقعيت را در يك برهه از زمان در سال 1400 بررسي ميكند و درنهايت با توجه به اين كه به دنبال شناخت و كمك به حل يك مسئله اجتماعي است. دردسته تحقيقات كاربردي قرار مي‌گيرد.
جامعه آماري تحقيق حاضر شامل كليه دانشجویان دانشگاه آزاد واحد تهران مرکزی در سال 1400 مي‌باشند. ابزار گرد‌آوري داده‌ها پرسشنامه است. براي محاسبه حجم نمونه از فرمول‌كوكران استفاده گرديد. محاسبه حجم نمونه با اين فرمول نيازمند آماره‌هاي مختلفي از جمله واريانس متغير اصلي تحقيق (متغير وابسته) مي‌باشد كه اين مقدار را حداکثر مقدار آن 5/0 انتخاب کرده‌ایم. در این تحقیق جهت اطمینان 10 درصد بیش از حجم نمونه برآورد شده انتخاب شد که پس از حذف پرسشنامههای ناقص و دادههای پرت این تعداد به 381 رسید. انتخاب نمونه با تلفیق نمونهگیری خوشهای وطبقه‌بندي نامتناسب صورت گرفته است. در نمونه‌گيري حاضر دانشکدهها به عنوان طبقه در نظر گرفته شد لذا سهم هر دانشکده در نمونه ، نامتناسب با سهم آن در جامعه آماري مي‌باشد.
تعریف عملیاتی متغیر وابسته تحقیق (فضای اخلاقی دانشگاه): در مقاله حاضر براي سنجش فضای اخلاقی دانشگاه، دو معرف نگرشی و عملی مورد استفاده قرار
تعریف عملیاتی متغیرهای مستقل تحقیق : ارزیابی از ساختار دانشگاه: از دو بعد ضوابط و قوانین و عدالت نهادی دانشگاه تشـکیل شده است که در نهـایت
|
ارزیابی از عاملان دانشگاهی: از دو بعد کارکنان، مسئولان و مدیران دانشگاه تشکیل شده است که در
|
گرفتهاند که در نهایت با 10 گویه با طیف لیکرت پنج مقولهای بصورت خیلی کم، کم، متوسط، زیاد و خیلی زیاد سنجش شده است. در اين جا نكته مهمي كه بايد مورد توجه قرار گيرد اين است كه متغيرهايي كه ما درباره آنها بحث ميكنيم ممكن است با هم تداخل داشته باشند و يا تكيه گاه يكديگر باشند. با همه اين تفاسير، به نظر ميرسد كه متغيرها (معرفها)ي فوق فضاي مفهومي اخلاق دانشگاهی دانشجویان را در بر ميگيرند و همه آنها بر روي هم چيزي را تشكيل ميدهند كه فضای اخلاقی دانشگاه از نگاه دانشجویان خوانده ميشود.
جدول1. تعریف عملیاتی متغیر فضای اخلاقی دانشگاه (متغیر وابسته) |
|
با 8 گویه با طیف لیکرت پنج مقوله ای بصورت خیلی کم، کم، متوسط، زیاد و خیلی زیاد سنجش شده است.
|
جدول2. تعریف عملیاتی متغیر ارزیابی از ساختار دانشگاه (متغیر واسط) |
|
نهایت با 7 گویه با طیف لیکرت پنج مقوله ای بصورت خیلی کم، کم، متوسط، زیاد و خیلی زیاد سنجش شده است.
|
اعتبار2 و قابليت اعتماد3: جهت بررسی اعتبار ازشيوه توافق داوران استفاده شد و ضمن مشورت با اساتيد مجرب از پيشنهادات ايشان در جهت رفع ايرادات مربوط به تعاريف مفاهيم اصلي تحقيق و سوالات مربوط به سنجش آنها، استفاده شده است. براي سنجش ميزان قابلیت اعتماد از روش آزمون آلفاي كرونباخ استفاده شده است. که پرسشنامه در يك تحقيق‌مقدماتي با حجم نمونه‌‌اي معادل30 نفر از دانشجویان دانشگاه آزاد واحد تهران مرکزی كه به صورت تصادفي انتخاب شدند، صورت گرفت. نتايج آزمون آلفاي كرونباخ گوياي اين مطلب بود كه پرسشنامه سنجش ميزان فضای اخلاقی و متغیرهای مستقل از قابلیت اعتماد مطلوبي برخوردار است که ميزان آلفای متغیر فضای اخلاقی دانشگاه 78/0، ارزیابی از عاملان دانشگاهی 84/0 و متغیر ارزیابی از ساختار دانشگاه81/0میباشد. که در مجموع آلفای تمام متغیرها در علوم انسانی مقدار مناسبی میباشد.
4- یافتههای تحقیق
یافتـههای مقـاله در دوبخش توصیـفی و استنباطی آمده
|
جدول3. تعریف عملیاتی متغیر ارزیابی از عاملان دانشگاهی (متغیر مستقل)
|
|
مدل نظری تحقیق
|
است که در راستای پاسخگویی به سوالات و فرضیات تحقیق میباشد:
نتایج آمار توصیفی نشان میدهد که بیشترین تعداد دانشجویان در بررسی حاضر با 63 درصد زنان میباشند و به نوعی میتواند اشاره به نسبت جنسیتی دانشجویان در دانشگاههای ایران داشته باشد. همچنین بیشتر دانشجویان مجرد و بیکار به ترتیب 80.6 و 72.2 درصد میباشند. در این بررسی بیشتر تمرکز به دانشجویان کارشناسی و ارشد بوده تا سن و تجربه تاثیر کمتری از ذهنیت افراد در ایجاد فضای اخلاقی داشته باشد و با ارزیابی که از ساختار و عاملان دانشگاهی دارند نگرش آنها به چگونگی ایجاد فضای اخلاقی مورد بررسی قرارگیرد.
بررسی فرضیه اول: به نظر میرسد فضای اخلاقی دانشگاه با متغیرهای ارزیابی از ساختار دانشگاه و ارزیابی از عاملان دانشگاهی رابطه معنادار دارد.
جدول شماره 4. ضرایب همبستگی پیرسون بین متغیرهای مستقل و فضای اخلاقی دانشگاه
|
| ارزیابی از ساختار دانشگاه | ارزیابی از عاملان دانشگاه |
فضای اخلاقی دانشگاه | r | .640** | .575** |
Sig | 0.000 | 0.000 | |
N | 381 | 381 |
با توجه به نتایج جدول فوق، دو متغیر ارزیابی از ساختار دانشگاه و عاملان دانشگاهی با فضای اخلاقی دانشگاه رابطه مثبت و معناداری دارند. به عبارت دیگر هرچقدر ارزیابی از ساختار دانشگاه و ارزیابی از عاملان دانشگاه بالاتر باشد فضای اخلاقی دانشگاه دانشجویان نیز تقویت خواهد شد.
بررسی فرضیه دوم: به نظر میرسد متغیر ارزیابی از عاملان دانشگاهی در حضور متغیر ارزیابی از ساختار دانشگاه با فضای اخلاقی دانشگاه رابطه معناداری دارد.
همانطور که در نتایج فرضیه اول آمده است، دو متغیر ارزیابی از عاملان دانشگاهی و فضای اخلاقی دانشگاه با هم رابطه معناداری داشتهاند. علی رغم این نتیجه، محقق جهت اطمینان از همبستگی میان دو متغیر، از همبستگی تفکیکی و رگرسیون چند متغیره به روش گام به گام پیش رونده استفاده کرده است تا اولین متغیری که در مدل وارد میشود آن متغیری باشد که بیشترین همبستگی را با متغیر وابسته دارد و از این طریق تا صادق یا کاذب بودن این رابطه را بررسی شود.
جدول شماره 5. ضریب همبستگی تفکیکی پیرسون بین فضای اخلاقی دانشگاه و ارزیابی از عاملان دانشگاه
متغیرکنترل | متغر وابسته | آماره | ارزیابی از عاملان دانشگاه |
ارزیابی از ساختار دانشگاه | فضای اخلاقی دانشگاه | r | .107 |
Sig | 0.125 | ||
N | 381 |
با توجه به نتایج جدول فوق ضریب همبستگی تفکیکی بین دو متغیر ارزیابی از عاملان دانشگاهی و فضای اخلاقی دانشگاه در شرایطی که متغیر ارزیابی از ساختار دانشگاه کنترل شده است؛ در فاصله اطمینان 95 درصد با سطح معناداری Sig=0.12، رابطه همبستگی معناداری وجود ندارد. بنابراین همبستگی این دو متغیر که در جدول شماره 4 آمده بود؛ رابطه ای کاذب بوده است. به عبارت دیگر رابطه ارزیابی از عاملان دانشگاه با فضای اخلاقی دانشگاه در حضور متغیر ارزیابی از ساختار دانشگاه معنادار گردیده بود.
بررسی فرضیه دوم به روش رگرسیون چند متغیره گام به گام پیشرونده:
جدول شماره6. ضرایب رگرسیونی مربوط به مدلهای پیشبینی شده
ضريب تعيين (R2) | متغیرهای رگرسیونی | B ضریب تاثیر | Beta (بتا) | Sig. |
0.409 | (Constant) مقدار ثابت | 10.883 |
| 0.000 |
ارزیابی از ساختار دانشگاه | 0.722 | 0.640 | 0.000 |
همانطور که دررابطه تک تک متغیرها بررسی شد، متغیرهای مستقل بر متغیر فضای اخلاقی دانشگاه رابطه داشتهاند ولی در رگرسیون چند متغیری اثرات متغیرها در کنار یکدیگر بر فضای اخلاقی دانشگاه نیز بررسی میشود.
از آنجایی که در روش گام به گام پیش رونده فقط متغیر مستقل موثر بر وابسته وارد مدل میشود در جدول بالا تنها متغیر اثرگذار ارزیابی از ساختار دانشگاه بوده است. با استفاده از ضرايب استاندارد نشده معادله خطي رگرسيون پيشبيني را ميتوان بصورت زير نوشت:
y = 10.883 + 0.64(ارزیابی از ساختار دانشگاه)
مقدار ثابت یا عرض از مبداء برابر با 10.883 میباشد. با توجه به ضرایب تاثیر متغیرهای فوق، به ازای تغییر متغیر ارزیابی از ساختار دانشگاه به میزان 64/0 انحراف معیار متغیر فضای اخلاقی دانشگاه به میزان یک واحد افزایش مییابد.
تحلیل مسیر
جهت بررسی فرضیه علی مقاله که عبارت است از: به نظر میرسد متغیر ارزیابی از عاملان دانشگاهی از طریق متغیر ارزیابی از ساختار دانشگاه بر فضای اخلاقی دانشگاه موثر است، از روش تحلیل مسیر استفاده شده است.
در حوزه مطالعات اجتماعی و اقتصادی روشهای تحلیل چند متغیره زیادی وجود دارند که به بررسی اثرات و روابط بین متغیرهای مورد مطالعه میپردازند. این روشها عمدتا اثرات مستقیم یک متغیر بر متغیر دیگر را مورد بررسی قرار میدهند. اما در این میان تحلیل مسیر از جمله تکنیکهای چند متغیره میباشد که علاوه بر بررسی اثرات مستقیم متغیرهای مستقل بر متغیر وابسته، اثرات غیرمستقیم این متغیرها را مد نظر قرار میدهد و روابط بین متغیرهارا مطابق با واقعیتهای موجود، در تحلیل وارد میکند [22]. تحلیل مسیر در مقاله حاضر در سه گام انجام میشود که با توجه به ضرايب Beta استخراج شده از جداول رگرسیونی اثرات مستقيم و غيرمستقيم هريك از متغيرهاي مستقل بر متغير وابسته محاسبه شده که بصورت زیر میباشد:
گام اول تحلیل مسیر: در این مرحله فضای اخلاقی دانشگاه به عنوان متغیر وابسته و ارزیابی از ساختار دانشگاه و عاملان دانشگاهی به عنوان متغیرهای مستقل میباشند.
جدول شماره7. ضرایب رگرسیونی مربوط به مرحله اول تحلیل مسیر
متغیر های رگرسیونی | B ضریب تاثیر | Beta (بتا) | Sig. |
(Constant)مقدار ثابت | 10.002 |
| 0.000 |
ارزیابی از ساختار دانشگاه | 0.587 | 0.520 | 0.000 |
ارزیابی از عاملان دانشگاهی | 0.164 | 0.145 | 0.125 |
به علت معنادار نبودن ارزیابی از عاملان دانشگاهی، آن را از مدل خارج میکنیم و دوباره رگرسیون میگیریم تا بدین ترتیب ضرایب Beta به شکل واقعی وارد مدل علی شود.
جدول شماره8. ضرایب رگرسیونی مربوط به مرحله اول پس از حذف متغیر بی اثر تحلیل مسیر
متغیر های رگرسیونی | B ضریب تاثیر | Beta (بتا) | Sig. |
(Constant)مقدار ثابت | 10.883 |
| .000 |
ارزیابی از ساختار دانشگاه | .722 | .640 | .000 |
گام دوم تحلیل مسیر: در این گام، ارزیابی از ساختار دانشگاه به عنوان متغیر وابسته قرار گرفته و تاثیر ارزیابی از عاملان دانشگاه بر آن سنجیده میشود. نتایج حاکی از آن است که ارزیابی از عاملان دانشگاهی بر ارزیابی از ساختار دانشگاه موثر است.
جدول شماره9. ضرایب رگرسیونی مربوط به مرحله دوم تحلیل مسیر
متغیر های رگرسیونی | B ضریب تاثیر | Beta (بتا) | Sig. |
(Constant)مقدار ثابت | 0.281 |
| 0.685 |
ارزیابی از عاملان دانشگاهی | 0.827 | 0.826 | 0.000 |
جدول شماره 10. ضرایب مسیرهای مستقیم و غیرمستقیم متغیرهای مستقل بر وابسته |
|
|
نتایج حاصل شده از تحلیل مسیر حاکی از آنست که: ارزیابی از ساختار دانشگاهی به طور مستقیم و ارزیابی از عاملان دانشگاهی به طور غیر مستقیم بر ایجاد فضای اخلاقی دانشجویان موثر بودهاند.
5- بحث و نتیجه گیری:
از جمله نتایج مهم مقاله حاضر این میباشد که؛ دو متغیر ارزیابی از ساختار دانشگاه و ارزیابی از عاملان دانشگاه با ایجاد فضای اخلاقی از نگاه دانشجویان رابطه مثبت و معناداری دارند. به عبارت دیگر هرچقدر ارزیابی از ساختار دانشگاه و ارزیابی از عاملان دانشگاهی بالاتر باشد نگرش دانشجویان به اخلاقی بودن فضای دانشگاه نیز بیشتر
میشود. جهت اطمینان از همبستگی میان دو متغیر ارزیابی از عاملان دانشگاهی و فضای اخلاقی دانشگاه از همبستگی تفکیکی استفاده شد. نتایج این آزمون حاکی از آنست که دو متغیر ارزیابی از عاملان دانشگاهی و فضای اخلاقی در شرایطی که متغیر ارزیابی از ساختار دانشگاه کنترل شده است با هم همبستگی معناداری ندارد. بنابراین همبستگی این دو متغیر رابطهای کاذب بوده است. ولی نتایج تحلیل‌های متعدد نشان داده است که ویژگیهای عاملان در سازمانها بر ایجاد فضای اخلاقی موثر بوده است.
در تبیین فضای اخلاقی دانشگاه میتوان از نظریه ساخت یابی سود جست که محور اساسی در آن نحوه مشاركت ساختار و فاعليت در پديدآوري رويدادهاي اجتماعي است. ساخت جهان فعلي، نتيجه مشاركت انسانها از طريق تعامل كنشهاي آنان است كه اين كنشها حاصل هنجارها و رفتارهاي مشترك انسانهاست. اجزاي اين ساخت، مردم، گروهها و خرده فرهنگ ها (عاملها) هستند كه از طريق نگرشها و تنظيم روابط و كنشها، دائماً شرايط و موقعيتهاي جديد و تصادفي به وجود ميآورند. راهحل پيشنهادي گيدنز براي مسئله كنشگر- ساختار با تمركز بر شيوههاي عمل اجتماعي به دست مي‌آيد. او به سود آن چه «دوگانگي ساختار» مينامد استدلال ميكند؛ به اين معنا كه ساختارها هم به دست كنشگران انساني به وجود مي‌آيد و هم وسيلهاي است كه چنين كنشي به كمك آن صورت مي‌گيرد. ساختارها را انسان ايجاد ميكند. اما آنها هم كنش انساني را محدود و امكانپذير ميسازند [2]. او معتقد است كه هر تحقيقي در علوم اجتماعي با كنش و يا ساخت سروكار دارد و هيچ معلوم نيست كه ساخت، تعيينكننده كنش باشد يا بالعكس [3]. بنابراين گيدنز، سعي ميكند، تصوري از جامعه را حفظ كند، اما در عين حال، تأكيد دارد كه جامعه از طريق كنش انساني توليد و بازتوليد ميشود [4]. به عبارت دیگر ساختار و عاملیت هر دو در ایجاد فضای اخلاقی دانشگاه نقش مهمی را ایفا می کنند.
اعتمادسازی از سوی مدیران در جهت نیل به ایجاد همبستگی و در نهایت افزایش تعهد کار، کسب ویژگیها و صفات خاص یا توانمندیهای مدیریتی و همچنین
بینشها و نگرشهای مدیران است که برخوداری نسبتاً مطلوب از این ویژگیها، فرد را به اعمال مدیریت مؤثر در سازمان و تحقق بهتر و سریعتر اهداف سازمانی یاری
میدهد [15]. بنابراین ویژگیهای مدیران و کارکنان نهادها و سازمانها بر اخلاقی رفتار کردن دانشجویان مؤثر است.
رهبران و مدیرانی که عملکردی منصفانه و بیطرفانه دارند نیز به تعمیم رعایت اخلاقیات کمک میکنند. برابری در مقابل قانون، مساوات در مشارکت، بیطرفی و بیتفاوتی در برابر تفاوتهای افراد برای گسترش اعتماد ضروری است و مدیر باید از نظر حقوقی این تفاوتها را بی ارزش بداند. ناتوانی هر نهاد و سازمان در رعایت هر یک از این معیارها دلیل اصلی بیاعتمادی یا سلب اعتماد مردم از کل نهاد و یا کارکنان از سازمان است البته این
بیاعتمادیها منجر به بدبینی نسبت به نهاد یا سازمان میگردد[18] در نتیجه فضای بیاخلاقی شایعتر میگردد.
اعتماد به مدیران و رهبران بر اساس اعتبار و شهرت اخلاقی آنهاست که از عوامل اخلاقی رفتار کردن برای کارکنان به شمار میآید. مدیران از نظر حقیقتگویی، وفای به عهد، انصاف و همبستگی سابقه بی عیب و نقصی را فراهم میکنند که دلایل شک و بیاخلاقی را از بین میبرند.
نظریه نهادی رزستین و استول، بر عامل نهادها و تأثیر آن بر اعتماد اجتماعی تأکید می کند. این نظریه بیان می کند که اگر شهروندان بدانند نهادهای مختلف به ویژه نهادهای حقیقی و انتظامی، به طور منصفانه و کارآمد عمل می کنند، می توانند باور کنند که شانس فرار افراد قانون شکن و غیرقابل اعتماد از چنگال قانون کم است. در نتیجه شهروندان به این نتیجه می رسند که مردم دلیل خوبی برای اجتناب از اینگونه رفتارها دارند و از این رو قابل اعتماد نیز هستند. وجود فساد، رشوهخواری، خودرأیی، سوگیری غیرعادلانه نهادهای قضایی و پلیس بر اعتماد شهروندان نسبت به کارآمدی نهادها و عدالت آنها تأثیر میگذارد.
به نظر زتومکا وجود شرایط ساختاری مداوم که اعتماد را تقویت میکند، سنت مستحکمتری از اعتماد را به وجود میآورد و فقدان درازمدت بافت مولد اعتماد نیز موجب شکلگیری سنت بیاعتمادی ریشهدار میگردد و هر دو سنت دارای ویژگیهای خاصی هستند. قادر به پشت سر گذاشتن شرایطی که خاستگاه و مولد آنها بوده، هستند. همچنین میتوانند علیرغم تغییر ساختاری زمینهای باقی بمانند. زتومکا، ژاپن را نمونهای از سنت بقای اعتماد
منابع
1. رحمانی خلیلی، احسان (1396)، سنجش اخلاق شهروندی، تهران، پژوهشگاه فرهنگ، هنر و ارتباطات.
2. كيويستو، پيتر (1380)، انديشههاي بنيادي در جامعه شناسي، ترجمه منوچهر صبوري، نشر ني، تهران.
3. توسلی، غلامعباس (1380)، نظریههای جامعهشناسی، تهران، سازمان مطالعه و تدوین کتب علوم انسانی دانشگاهها (سمت).
4. کرایب، یان (1378)، نظریه اجتماعی مدرن: از پارسونز تا هابرماس ،ترجمهی عباس نصر، تهران، نشر آگاه.
5. اشتری مهرجردی، اباذر؛ عشایری، طاها (1400) تبیین عوامل موثر بر اخلاق دانشگاهی جامعه دانشگاهی محقق اردبیلی، نشریه صنعت و دانشگاه، شماره 51، دوره 14، بهار و تابستان 1400، صص 92-79.
6. شقاقی، مهدی (1400)، اثرات متقابل کلان ساختارهای اجتماعی در پدیده سرقت علمی (مطالعه موردی ایران)، مجله پردازش و مدیریت اطلاعات زمستان 1400، شماره 126، صص 438-411.
7. اکبری خودلان، زهرا؛ شاکری، محسن؛ رحیمی، مهدی(1400) مطالعه کیفی پدیده بی صداقتی تحصیلی در دانشجویان، مجله علوم تربیتی، بهار و تابستان 1400، شماره 112، صص 162-145.
8. زلفی گل، محمد علی (1397) طرح رصد: پویش، پویش و پالایش آموزش پژوهش و فناوری، هفتمین کنفرانس الگوی ایرانی اسلامی پیشرفت. 19و 18 اردیبهشت ماه.
میداند که با وجود فراز و نشیبهای نوسازی و حتی فراصنعتیگرایی تداوم یافته است. نمونه عکس این را زتومکا در جوامع مابعد کمونیستی جستجو میکند که علیرغم توسعه نویدبخش اقتصادی و تغییرات بنیادین دموکراتیک، سنت بیاعتمادی همچنان بقا یافته است [13].
نتایج این مقاله نیز تایید میکند که تاثیر ویژگیهای ساختاری بر ایجاد فضای اخلاقی مقدم بر عاملان دانشگاهی است. اگر چه عاملان به شدت برساختارها و به طور غیرمستقیم بر ایجاد فضای اخلاقی موثرند ولی عاملان درساختار اجتماعی مناسب و مطلوب، میتوانند در شکلگیری فضای اخلاقی موثر باشند.
9. خلفی، شهلا؛ جوادی یگانه، محمدرضا؛ نوابخش، مهرداد (1396)، تبیین ارزشهای نظری و رفتاری اخلاق علمی در میان دانشجویان، مجله راهبرد اجتماعی فرهنگی، شماره 24، صص 142-109.
10. خلفی، شهلا (1383)، «مطالعه عوامل اجتماعی موثر بر میزان پایبندی به اخلاق شهروندی در میان شاغلین مراکز دانشگاهی مورد شهر تهران»، استاد راهنما: سید یعقوب موسوی، پایاننامه کارشناسی ارشد دانشگاه الزهراء.
11. طهماسبی فرد، کبری (1388)، «اخلاق شهروندی و رابطه آن با تحصیلات در شهر رشت»، استاد راهنما: فاروق خارابی، پایاننامه کارشناسی ارشد دانشکده ادبیات و علوم انسانی، دانشگاه گیلان.
12. کاظمی، عباس و محمد رضایی(1388)، «شهر
بیانضباط و محدودیتهای ظهور شهروندی در ایران»، مجله مطالعات اجتماعی ایران تابستان، (2) 3.
13. زتومکا، پیوتر (1384)، اعتماد یک نظریه جامعه شناسی، ترجمه فاطمه گلابی، تبریز، ناشر مترجم، چاپ اول پاییز.
14. Rothestein, B. and D. stole (2008), The state and Social Capital: A Theory of Generalized Trust . Comparative Politics, Vol. 40, No 4, Jully 2008.
15. Misztal, Barabra A. (1996), "Trust in modern Societies", Cambridge: Polity press, Cambridge UK.
16. Fukuyama, F. (1995), Trust: the social virtues and the creation of prosperity, Penguin, London.
17. North, D. (1990), Institutions, Institutional Change and Economic Performance, Cambridge: Cambridge University Press.
18. تاجبخش، كيان (1384)، سرمايه اجتماعي (اعتماد، دموكراسي و توسعه)، ترجمه افشين خاكباز و حسن پويان، تهران، شيرازه.
19. گیدنز، آنتونی (1379)، جهان رها شده: گفتارهایی
دربارهی یکپارچگی جهانی، ترجمه علیاصغر سعیدی و یوسف حاجیعبدالوهاب، تهران، علم و ادب.
20. گیدنز، آنتونی (1380)، پیامدهای مدرنیته، ترجمه محسن ثلاثی، تهران، چاپ دوم، انتشارات مرکز.
21. ریتزر، جورج، (1375)، نظریه جامعهشناسی در دوران معاصر، ترجمه محسن ثلاثی، انتشارات علمی.
22. رحمانی خلیلی، احسان (1397)، جزوه درس آمار پیشرفته و کاربرد نرمافزارهای متناسب با آن، مقطع دکتری، دانشگاه آزاد اسلامی واحد تهران مرکزی.
[1] Rothestein & stole.1
[2] Validity.2
[3] Reliability.3
|
