اثربخشی آموزش ذهنیت رشد بر افسردگی و بهزیستی شغلی: نقش میانجی ذهنیت رشد شغلی

دنیای کار امروز، با سرعت تغییرات شتابان فناوری، جهانی‌سازی و رقابت فزاینده، به محیطی پیچیده و پرفشار تبدیل شده است که در نتیجۀ این تغییرات، الزامات اعمال‌شده برای کارکنان امروزی نیز در حال تغییر است (De Bruyne & Gerritse, 2018). سازمان‌هایی که به دنبال کسب مزیت رقابتی هستند، به طرزی فزاینده‌ به راه‌هایی توجه می‌کنند که ممکن است سطح یادگیری و عملکرد کارکنان را افزایش دهند. برای دست‌یابی به این اهداف، لازم است کارکنان را ترغیب کرد تا «آزمون و خطا» کنند و «از اشتباهات بیاموزند»، در حالی که «به دنبال راه‌حل‌های نوآورانه با یکدیگر جست‌وجو می‌کنند» (Keating & Heslin, 2015). این تحولات نه فقط ماهیت شغل‌ها را دگرگون کرده، بلکه انتظارات از مهارت‌ها و ویژگی‌های فردی کارکنان را نیز به طرزی چشمگیر تغییر داده است. با این حال، نیازهای محل کار امروزی فراتر از صرفاً توسعۀ خود است. کارکنان همچنین باید باور داشته باشند که می‌توانند شرایط کاری خارجی خود را شکل دهند و بهبود بخشند و به طور فعال، وظایف، روابط و مسئولیت‌ها را در محیط کار برای انطباق بهتر با نقاط قوت و اهداف خود تنظیم کنند (Siu et al., 2025). بدون این باور و توانایی، حتی افراد با انگیزۀ بالا نیز ممکن است احساس کنند در نقش‌های ثابت گرفتار شده‌اند که به عدم مشارکت و فرسودگی شغلی منجر می‌شود (Bakker et al., 2023). این‌گونه محیط‌ها کارکنان را در معرض طیفی وسیع از عوامل مخل و استرس‌زا قرار می‌دهند که ممکن است به سلامت روانی و بهزیستی آنها آسیب برساند. این امر، به ویژه در مشاغلی که با حجم کاری زیاد و زمان‌بندی‌های فشرده روبه‌رو هستند، اهمیتی دوچندان پیدا می‌کند. فشارهای کاری زیاد، عدم تعادل بین زندگی شخصی و حرفه‌ای، عدم امنیت شغلی، تغییرات مداوم در ساختار سازمانی و فرایندهای کاری، و روابط ناسالم در محیط کار، از جملۀ این عواملی هستند که به طور مستقیم یا غیرمستقیم بر سلامت روانی کارکنان تاثیر می‌گذارند (Schaufeli & Bakker, 2004). نادیده‌گرفتن سلامت روان کارکنان می‌تواند هزینه‌های پنهان و آشکار قابل ملاحظه‌ای را برای سازمان‌ها به همراه داشته باشد، از جمله افزایش غیبت، کاهش کیفیت کار و بالارفتن نرخ جابه‌جایی کارکنان. بنابراین، رسیدگی به مقولۀ سلامت روان در محیط کار دیگر یک انتخاب اختیاری نیست، بلکه یک الزام راهبردی برای بقا و شکوفایی سازمان‌ها در بلندمدت محسوب می‌شود.

سازمان‌هایی که قادر به توسعه و تقویت این عوامل در کارکنان خود هستند، نه فقط به بهره‌وری بلندمدت دست می‌یابند، بلکه محیطی حمایت‌گر، انعطاف‌پذیر و پویا ایجاد می‌کنند که در آن، کارکنان احساس رضایت و رضایت‌مندی بیشتری دارند. در نتیجه، پیگیری راهبردهای مؤثر و پایدار برای ارتقای سلامت روانی کارکنان به یک تمرکز کلیدی برای مدیران و متخصصان منابع انسانی تبدیل شده است. برای این منظور، توجه به پیشایندهای این متغیرها بسیار اهمیت دارد.

یکی از ابعاد سلامت روانی در محیط کار افسردگی شغلی[1] است که به عنوان یک اختلال روان‌شناختی خلقی مرتبط با محیط کار، خود را به شکل بی‌انگیزگی، احساس خستگی مفرط، بی‌تفاوتی، کاهش تمرکز و افت عملکرد نشان می‌دهد (Maslach et al., 2001). این وضعیت می‌تواند نه فقط بر سلامت فردی کارکنان، بهره‌وری، افزایش غیبت از کار و ترک خدمت، بلکه بر افت عملکرد سازمانی تأثیر منفی بگذارد. افسردگی شغلی که گاهی با فرسودگی شغلی هم‌پوشانی دارد، ریشه در عواملی مختلف همچون فشار کاری مداوم، عدم توازن بین تلاش و پاداش، فقدان کنترل بر روند کار و روابط ناسالم با همکاران یا مدیران دارد. این اختلال به طرزی فزاینده‌ به عنوان یک چالش جدی برای سازمان‌ها تلقی می‌شود؛ زیرا تأثیرات مخرب آن به‌تدریج و به شکلی نامحسوس، تاروپود بهره‌وری و روحیۀ تیمی را از هم می‌گسلد. درک دقیق علائم و عوامل مؤثر بر افسردگی شغلی گامی اساسی در راستای پیشگیری و مداخلۀ مؤثر است؛ رویکردهایی که هم به نفع فرد و هم به نفع سازمان خواهند بود.

از دیگر ابعاد مورد توجه سلامت روانی کارکنان بهزیستی شغلی[2] است که ترکیبی از ابعاد جسمی، روانی و اجتماعی است. بهزیستی شغلی به عنوان یک مفهوم چندبُعدی، شامل رضایت شغلی، تعادل کار-زندگی، احساس ارزشمندی و روابط بین‌فردی مثبت در محیط کار می‌شود. برای تبیین چگونگی تأثیر ذهنیت رشد[3] بر بهزیستی شغلی و افسردگی شغلی، از نظریۀ خودتعیین‌گری[4] استفاده شده است (Ryan & Deci, 2000). بر اساس این نظریه، ارضای سه نیاز روان‌شناختی اساسی، یعنی خودمختاری، شایستگی و ارتباط، برای بهزیستی و سلامت روان ضروری است. ذهنیت رشد با تقویت باور به توسعه‌پذیری توانایی‌ها، به ارضای نیاز به شایستگی کمک می‌کند (Mouratidis et al., 2017). همچنین، افراد با ذهنیت رشد، به دلیل پذیرش چالش‌ها و یادگیری مستمر، احساس خودمختاری بیشتری در مسیر شغلی خود تجربه می‌کنند (Siu et al., 2025). بنابراین، بهزیستی شغلی به عنوان تجربۀ مثبت و پویا در بطن فعالیت‌های شغلی تعریف می‌شود. بهزیستی شغلی، فراتر از صرفاً نبود بیماری یا مشکل روانی، به معنای تجربۀ مثبت و پویا در بطن فعالیت‌های شغلی است؛ فضایی که در آن، فرد احساس رشد، تعلق خاطر و معناداری را تجربه می‌کند. کاهش بهزیستی شغلی، به نوبۀ خود، ممکن است به کاهش انگیزه، افزایش استرس و افت عملکرد منجر شغلی شود (Juhasz et al., 2025).

در مواجهه با این چالش‌ها، شیوه‌های مداخله‌ای نوین مانند ذهن‌آگاهی، پذیرش و تعهد که مبتنی بر تقویت توانایی‌های روانی و ذهنی و افزایش سلامت کارکنان هستند، اهمیتی ویژه‌ یافته‌اند. با این حال، یکی از رویکردهایی که کمتر مورد توجه پژوهشگران و متخصصان منابع انسانی قرار گرفته، ذهنیت رشد است. مداخلات مبتنی بر ذهنیت رشد که به دنبال پرورش باور به طبیعت انعطاف‌پذیر توانایی‌ها، ویژگی‌ها و صفات هستند، در حال افزایش محبوبیت و گسترش در حوزه‌های سازمانی هستند (Dweck & Yeager, 2019).

بر اساس پژوهش‌های دوئک، فرض بر این است که افراد دارای ذهنیت رشد، باور دارند هوش و استعدادها از طریق تلاش، تمرین و آموزش قابل توسعه هستند؛ در حالی که کسانی که دارای ذهنیت ثابت[5] هستند، این ویژگی‌ها را ذاتی و تغییرناپذیر می‌دانند (Dweck, 2000, 2017). این باورها که بر اساس نظریه‌های گسترش‌پذیری (نظریۀ افزایشی) و موجودیت (نظریۀ ذاتی) شکل گرفته‌اند، نقشی مهم در شکل‌گیری رفتارهای فرد در محیط‌های حرفه‌ای دارند (Dweck & Yeager, 2018). در محیط کار، پژوهش‌ها نشان داده‌اند باور به توسعه‌پذیری ویژگی‌ها با رفتارهایی مانند جست‌وجوی بازخورد و تلاش مستمر مرتبط است (Keating & Heslin, 2025). در سازمان‌ها، ذهنیت رشد به‌ عنوان یکی از عوامل مؤثر بر پیامدهای متنوع بررسی شده است؛ از جمله افزایش مشارکت در محیط کار (Caniels et al., 2018)، افزایش بهره‌وری کارکنان (Keating & Heslin, 2015) و اثرگذاری در حوزۀ رهبری (Gladwell, 2002; Heslin et al., 2005; Kam et al., 2014; Özduran & Tanova, 2017). همچنین، دربارۀ ارتباط آن با قدرت اراده (Dweck, 2012)، تمایل به دریافت بازخورد (Forsythe & Johanson, 2017)، خودآگاهی (Ravenscroft et al., 2012) و خلاقیت (Hass et al., 2016) نیز پژوهش‌هایی انجام شده‌اند. مطالعۀ کم و همکاران نشان داد باورهای کارکنان دربارۀ ذهنیت مدیرشان می‌تواند بر عملکرد در محیط کار اثر بگذارد (Kam et al., 2014). علاوه بر این، ادبیات پژوهشی نه فقط منافع فردی ذهنیت رشد را نشان می‌دهد، بلکه به این موضوع نیز اشاره کرده است که ذهنیت رشد رهبران سازمانی از طریق تأثیری که بر کارکنان می‌گذارند، ممکن است بر کل سازمان اثرگذار باشد (Dweck, 2006; Özduran & Tanova, 2017)

بر اساس نظریۀ دوئک، ذهنیت رشد از طریق سه فرایند اصلی بر سلامت روان تأثیر می‌گذارد: (۱) انتخاب اهداف یادگیری به جای اهداف عملکردی (Dweck & Leggett, 1988) که به رویارویی فعال با چالش‌ها منجر می‌شود؛ (۲) اتخاذ راهبردهای مسئله‌محور در مواجهه با شکست به جای درماندگی‌محور (Burnette et al., 2013) و (۳) تفسیر بازخورد منفی به عنوان اطلاعات مفید برای بهبود، نه تهدیدی برای خودپنداره (Heslin & Keating, 2017) این فرایندها در نهایت به کاهش افسردگی شغلی و افزایش بهزیستی شغلی منجر می‌شوند.

مطالعات قبلی نشان دادند ذهنیت رشد ممکن است به بهزیستی منجر شود (مانندMouratidis et al., 2017; Whittington et al., 2017). مطالعات متعدد نشان داده‌اند ذهنیت رشد با بهزیستی شغلی بالاتر مرتبط است. زنگ و همکاران در پژوهشی بر روی معلمان نشان دادند ذهنیت رشد از طریق بهزیستی و پشتکار، با اشتیاق شغلی رابطۀ مثبت دارد (Zeng et al, 2019). موراتیدیس و همکاران نیز در مطالعه‌ای بر روی نوجوانان دریافتند باور به رشدپذیری توانایی‌ها پیش‌بینی‌کنندۀ بهزیستی و تنظیم مؤثر مطالعه است (Mouratidis et al., 2017). ویتینگتون و همکاران در پژوهش خود بر روی دانشجویان دامپزشکی نشان دادند ذهنیت رشد با بهزیستی روان‌شناختی بالاتر همبستگی دارد (Whittington et al., 2017). بر اساس یافته‌های پژوهشی، کارکنانی که ذهنیت رشد بالاتری دارند، از بهزیستی شغلی بیشتری برخوردار هستند (Schunk, 2012). این افراد شایستگی‌ها و تلاش‌های خود را با دقت بیشتری ارزیابی می‌کنند و وقتی اشتباه می‌کنند، سعی در اصلاح آن دارند. در مقابل، افراد با ذهنیت ثابت متقاعد شده‌اند ویژگی‌های شخصیتی آنها بر پیامدهای به‌دست‌آمده تأثیر می‌گذارند و بنابراین، نیازی به تلاش برای توسعۀ خود احساس نمی‌کنند؛ به این معنا که در مواجهه با شکست‌ها، علاقۀ خود را به فعالیت‌های بیشتر از دست می‌دهند و کار خود را به حداقل محدود می‌کنند. آنها به دلیل ترس از تضعیف شایستگی‌های خود، از مقابله با چالش‌ها اجتناب می‌کنند (Ehrlinger et al., 2016). شواهد تجربی نیز نشان می‌دهد افراد با ذهنیت ثابت بر اهداف عملکردی تمرکز می‌کنند (برای مثال، کسب ۹۰ درصد نمره در آزمون)، اما راهبردهای درماندگی‌محور را اتخاذ می‌کنند؛ برای مثال، حالت تدافعی می‌گیرند و از چالش‌ها اجتناب می‌کنند، وقتی وظایف دشوار می‌شوند، تسلیم می‌شوند و وقتی شکست‌ها رخ می‌دهند، انگیزۀ خود را از دست می‌دهند یا احساسات منفی دارند (Abernethy, 2020)؛ در حالی که افرادی که دارای ذهنیت رشد هستند، باور دارند با تلاش و یادگیری می‌توانند مهارت‌های خود را ارتقا دهند و با چالش‌ها مقابله کنند. بنابراین، تقویت منابع داخلی کارکنان مانند ذهنیت رشد ضروری است (Dweck, 2017). مطالعات متعدد دیگری نیز نشان داده‌اند ذهنیت ثابت معمولاً با احساسات منفی مانند شرم، اضطراب و افسردگی مرتبط است (Wang, 2024). برنیت و همکاران در یک فراتحلیل نشان دادند ذهنیت رشد با کاهش نشانه‌های افسردگی و پریشانی روان‌شناختی مرتبط است و به ‌عنوان یک عامل حمایت‌کننده برای سلامت روان عمل می‌کند (Burnette et al., 2020). در مقابل، ذهنیت رشد به‌شدت احساسات مثبت را پیش‌بینی می‌کند و به طرزی قابل ملاحظه با افسردگی، فرسودگی شغلی، بهزیستی، پشتکار و اشتیاق شغلی همبستگی دارد (Harper, 2023; Kyeong et al., 2024; Zeng et al, 2019) و به افزایش رضایت از زندگی، کاهش ترک خدمت (Wahyuni et al., 2023)، کاهش افسردگی شغلی، افزایش تاب‌آوری، بهبود روابط بین‌فردی و افزایش عملکرد شغلی منجر می‌شود (Yeager & Dweck, 2012). در ایران نیز، پژوهش‌هایی اثربخشی آموزش ذهنیت رشد بر متغیرهای روان‌شناختی را بررسی کرده‌اند. برای مثال، طالبی و همکاران (1402) نشان دادند آموزش ذهنیت رشد بر خودکارآمدی و کنترل تکانۀ نوجوانان مؤثر است. همچنین، خدمتیان و همکاران (1402) به تأثیر برنامۀ آموزشی ذهن فزاینده بر سخت‌کوشی و شکوفایی تحصیلی اشاره کردند. تقی‌نژاد و همکاران (1397) نیز اثربخشی مداخلۀ ذهنیت رشدیابنده بر تاب‌آوری تحصیلی را تأیید کردند. با این حال، پژوهش‌هایی محدود در بافت سازمانی ایران نقش میانجی ذهنیت رشد شغلی را بررسی کرده‌اند. بر اساس ادبیات موجود، کارکنان در یک شرکت با «ذهنیت رشد» ۴۷ درصد بیشتر احتمال دارد که بگویند همکارانشان قابل اعتماد هستند، ۳۴ درصد بیشتر احتمال دارد که احساس مالکیت و تعهد قوی نسبت به شرکت داشته باشند، ۶۵ درصد بیشتر احتمال دارد که بگویند شرکت از ریسک‌پذیری حمایت می‌کند و ۴۹ درصد بیشتر احتمال دارد که بگویند شرکت نوآوری را پرورش می‌دهد (Dweck, 2014). وقتی مدیران با ذهنیت رشد عمل می‌کنند، این ذهنیت می‌تواند تأثیری مثبت بر انگیزه، بهزیستی و نگرش مثبت کارکنان نسبت به کار داشته باشد. این رویکرد در بسیاری از سازمان‌های فهرست فورچون ۵۰۰ به کار گرفته شده است. برای مثال، ساتیا نادلا، مدیرعامل مایکروسافت، ذهنیت رشد را عامل موفقیت رهبری خود در مایکروسافت و همچنین سوددهی آن می‌داند (Athota, 2021)؛ زیرا افرادی با ذهنیت رشد، به چالش‌ها به عنوان فرصت‌هایی برای یادگیری و رشد می‌نگرند و در مواجهه با شکست‌ها انعطاف‌پذیری بیشتری از خود نشان می‌دهند. برای مثال، ستایش افراد به خاطر تلاش مداومی که برای غلبه بر یک چالش انجام داده‌اند، به جای ستایش توانایی ذاتی آنها، احتمالاً این فرض ذهنیت رشد را تقویت می‌کند که عملکرد نتیجۀ کاری است که انجام داده‌اند، نه اینکه چه کسی هستند (Heslin & Keating, 2017). این دیدگاه مثبت می‌تواند به کاهش افسردگی، افزایش انگیزه و بهبود عملکرد منجر شود (Lipsey et al., 2023). از طرفی، نیز مطالعۀ تجربی وود و بندورا نشان داد افراد با ذهنیت رشد (باور به قابلیت توسعۀ توانایی‌ها)، در مقایسه با افراد با ذهنیت ثابت (باور به ثابت‌بودن توانایی‌ها)، خودکارآمدی کمتری را پس از مواجهه با شکست تجربه می‌کنند. بنابراین، انتظار می‌رود آموزش ذهنیت رشد برخی از متغیرها، از جمله افسردگی شغلی، بهزیستی شغلی کارکنان را تحت تأثیر قرار دهد (Wood & Bandora, 1989).

بررسی اهمیت ذهنیت رشد در بهبود سلامت روان و عملکرد شغلی به ‌طور گسترده‌ تأیید شده است؛ با این حال، مطالعات کافی الگویی جامع از این روابط در محیط‌های کاری واقعی را تدوین و آزمون نکرده‌اند. پژوهش‌های موجود عمدتاً بر بررسی تأثیر ذهنیت رشد بر یک یا دو متغیر پیامد (مانند بهزیستی یا افسردگی شغلی) به ‌صورت مجزا تمرکز کرده‌اند و بررسی هم‌زمان اثرات چندگانه و نقش متغیرهای میانجی در تبیین این روابط کمتر مورد توجه بوده است. به طور خاص، ادبیات موجود نیازمند پژوهشی است که به ‌طور نظام‌مند نقش میانجی‌گرانۀ ذهنیت رشد شغلی را در انتقال اثرات ذهنیت رشد بر هر دو سازۀ منفی (افسردگی شغلی) و مثبت (بهزیستی شغلی) واکاوی کند. این پژوهش با هدف پرکردن این شکاف پژوهشی و ارائۀ یک مدل مفهومی آزمون‌شده در بافت سازمانی ایران انجام می‌شود. مدل مفهومی پژوهش که در شکل 1 نشان داده شده است، تلاش دارد تا سازوکار دقیق تأثیر آموزش‌های هدفمند ذهنیت رشد بر افسردگی شغلی و بهزیستی شغلی را، با تأکید بر نقش میانجی‌گری ذهنیت رشد شغلی، روشن کند. بنابراین، پژوهش حاضر درصدد پاسخ‌گویی به این پرسش‌ها بود: (۱) آیا آموزش ذهنیت رشد از طریق میانجی‌گری ذهنیت رشد شغلی، بر افسردگی شغلی و بهزیستی شغلی تأثیر معنادار دارد؟ (۲) آیا الگوی طراحی‌شده از روابط بین ذهنیت رشد، ذهنیت رشد شغلی، افسردگی شغلی و بهزیستی شغلی، از برازشی مطلوب با داده‌های تجربی برخوردار است؟ (۳) آیا تأثیرات مداخله در مرحلۀ پیگیری پایدار باقی می‌ماند؟

شکل 1

 مدل مفهومی پژوهش

Figure 1

Conceptual Model of the Research

روش

روش پژوهش، جامعۀ آماری و نمونه: پژوهش حاضر از نظر طرح، یک مطالعۀ شبه‌آزمایشی با طرح پیش‌آزمون، پس‌آزمون و پیگیری دوماهه و با استفاده از دو گروه آزمایش و گواه بود. این طرح با هدف بررسی اثربخشی مداخلۀ آموزشی ذهنیت رشد در محیط کار و تغییرات حاصل در متغیرهای مورد مطالعه اجرا شد. جامعۀ آماری مورد مطالعه در این پژوهش شامل کلیۀ کارکنان یک دستگاه اجرایی خدمت‌رسان دولتی در شهر اهواز در نیمۀ دوم سال 1404 است. این سازمان در حوزۀ ارائۀ خدمات عمومی فعال است. این انتخاب بر مبنای ماهیت حساس این دورۀ آموزشی و نیاز به بررسی متغیرهای روان‌شناختی در محیط‌های نسبتاً بستۀ سازمانی انجام شد. در این پژوهش، ۱۵۰ نفر از شرکت‌کنندگان واجد شرایط با استفاده از روش نمونه‌گیری تصادفی ساده انتخاب شدند و افراد منتخب در گروه آزمایش (75) و گروه گواه (75) گمارده شدند. معیار اصلی برای شرکت در پژوهش اشتغال به کار در سازمان است. معیارهای دیگر برای انتخاب نمونه شامل موارد زیر بودند: شرکت‌کنندگان با آگاهی کامل مایل به شرکت در پژوهش و به‌اشتراک‌گذاری اطلاعات خود با تکمیل پرسشنامه‌ها باشند و تجربۀ شرکت در کارگاه‌های آموزشی و جلسات مداخله‌ای دیگر به طور هم‌زمان را نداشته نباشند. به این ترتیب، معیارهای خروج از پژوهش شامل موارد زیر بودند: عدم تکمیل کامل پرسشنامه‌ها، انصراف از ادامۀ همکاری در هر مرحله از پژوهش، عدم حضور کامل در دو جلسۀ آموزشی مداخله (برای اعضای گروه آزمایش)، شرکت هم‌زمان در کارگاه‌ها یا مداخلات مشابه و تغییر وضعیت شغلی یا انتقال از سازمان در طول اجرای پژوهش. در نتیجه، برای انجام این پژوهش در ابتدا با اخذ معرفی‌نامه از دانشگاه شهید چمران اهواز به یک دستگاه اجرایی خدمت‌رسان مراجعه شد. چندین دیدار با مدیران منابع انسانی برگزار و دربارۀ موافقت با انجام این پژوهش در سازمان مربوط مذاکره شد که در نهایت، با انجام این پژوهش موافقت شد. در این پژوهش، تعداد نمونۀ مورد نیاز با استفاده از فرمول کوکران و کرچسی 170 نفر تعیین شد. با روش انتخاب تصادفی ساده این افراد مشخص شدند. به دنبال آن، پژوهشگران به صورت حضوری در طی دو ماه به واحدهای مختلف سازمان مربوط شهرستان اهواز که شرکت‌کنندگان در پژوهش در آنجا حضور داشتند، مراجعه کردند و بعد از ارائۀ توضیح کامل دربارۀ اهداف پژوهش، پرسشنامه‌ها را برای تکمیل میان آنان توزیع کردند. به شرکت‌کنندگان با اختیار کامل و بدون فشار زمانی و اجبار فرصت داده شد تا پرسشنامه‌های توزیع‌شده را تکمیل کنند. پس از جمع‌آوری و بررسی پرسشنامه‌ها، شرکت‌کنندگان واجد شرایط به ‌صورت تصادفی در دو گروه آزمایش و گواه گمارده شدند؛ به ‌طوری ‌که ۷۵ نفر در گروه آزمایش و ۷۵ نفر در گروه گواه قرار گرفتند. پس از گمارش، اعضای گروه آزمایش در دورۀ آموزشی شرکت کردند، در حالی که شرکت‌کنندگان گروه گواه هیچ آموزشی دریافت نکردند. در مجموع، ۱۷۰ پرسشنامه توزیع شدند که از این تعداد، ۲۰ پرسشنامه به دلیل عدم تکمیل بیش از ۲۰ درصد از گویه‌ها یا الگوی پاسخ‌دهی یکنواخت از تحلیل حذف شدند. در نهایت، حجم نمونۀ استفاده‌شده در تحلیل‌ها ۱۵۰ نفر بود که شامل ۷۵ نفر در گروه آزمایش و ۷۵ نفر در گروه گواه بود.

ملاحظات اخلاقی: در این پژوهش، اصول اخلاق در پژوهش شامل اخذ رضایت آگاهانه از شرکت‌کنندگان و حفظ محرمانگی اطلاعات آنان رعایت شد. این پژوهش مستخرج از رسالۀ دکتری رشتۀ روان‌شناسی صنعتی و سازمانی در دانشگاه شهید چمران اهواز بوده و با شناسۀ مصوبۀ اخلاقIR.SCU.REC.1404.159 به تأیید کمیتۀ اخلاق دانشگاه شهید چمران اهواز رسیده است.

ابزارهای سنجش: افسردگی شغلی (ODI)[6]: شاخص افسردگی شغلی برای ارزیابی شدت علائم افسردگی ناشی از کار و ایجاد تشخیص‌های موقت افسردگی ناشی از شغل توسط بیانکی و شونفلد ایجاد شد (Bianchi & Schonfeld, 2020). این شاخص از نه نشانۀ اصلی تشخیصی افسردگی اساسی استفاده کرد که در راهنمای تشخیصی و آماری اختلالات روانی، ویرایش پنجم (DSM-5) اشاره شده است. برخلاف مقیاس‌های افسردگی «سنتی»، گویه‌های شاخص افسردگی شغلی اسناد علّی به کار را در بر می‌گیرند (برای مثال، «تجربۀ من در کار باعث شد احساس شکست‌خوردگی داشته باشم»). این مقیاس هیچ گویۀ معکوسی ندارد؛ نمرۀ بالاتر در همۀ گویه‌ها به معنای علائم شدیدتر است. این پرسشنامه فاقد زیرمقیاس است و به‌ صورت یک سازۀ یک‌بُعدی (تک‌عاملی) طراحی شده است؛ نمره‌ای که افراد از پاسخ‌گویی به پرسشنامۀ 10پرسشی 4گزینه‌ای می‌گیرند که بالاترین نمره، 30، نشان‌دهندۀ افسردگی شغلی زیاد و نمرۀ صفر نشان‌دهندۀ افسردگی شغلی کم است. ضریب آلفای کرونباخ در مطالعۀ معتبر با نمونۀ ۲۲۵۴نفری در آمریکا، نیوزیلند و فرانسه برابر 91/0 گزارش شده است. در مطالعۀ داخلی کلانی و همکاران بر روی 355 معلم ایرانی، نسخۀ فارسی شاخص افسردگی شغلی از پایایی زیادی برخوردار بود و شواهدی مناسب از روایی سازه و ساختار تک‌بُعدی آن به دست آمد (Kalani et al., 2024). در پژوهش حاضر، ضریب پایایی پرسشنامۀ افسردگی شغلی با روش آلفای کرونباخ برابر 85/0 به دست آمد. شاخص‌های برازش[7] تحلیل عاملی تأییدی نشان دادند مدل عاملی با داده‌ها برازش دارد و همۀ ماده‌ها به طرزی معنادار روی عامل بار می‌گذارند (834/63=(33)c2، 80/0CFI=، 91/0NFI=، 92/0TLI=، 80/0IFI=، 08/0RMSEA= ).

بهزیستی شغلی (IPWBW)[8]: برای سنجش بهزیستی شغلی، از پرسشنامۀ بهزیستی روان‌شناختی در محیط کار استفاده شد که توسط داگنایس-دمایس و ساوی ساخته شده بود. این شاخص با هدف سنجش بهزیستی روان‌شناختی در محیط کار تدوین شده است و جنبه‌های مثبت و شکوفایی روان‌شناختی فرد در زمینۀ کاری را ارزیابی می‌کند (Dagenais-Desmarais & Savoie, 2011). این پرسشنامه شامل پنج خرده‌مقیاس: (1) تناسب بین‌فردی در کار، (2) شکوفایی در کار، (3) احساس شایستگی در کار، (4) قدردانی درک‌شده در کار و (5) میل برای مشارکت در کار است. هر کدام از خرده‌مقیاس‌ها شامل 5 گویه است؛ یعنی در مجموع 25گویه‌ای است. گویه‌های مربوط به خرده‌مقیاس تناسب بین‌فردی در کار شامل گویه‌های 1، 6، 11، 16 و 21؛ گویه‌های مربوط به رشدپذیری در کار شامل گویه‌های 2، 7، 12، 17 و 22؛ گویه‌های مربوط به احساس شایستگی در کار شامل گویه‌های 3، 8، 13، 18 و 23؛ گویه‌های مربوط به قدردانی ادراک‌شده در کار شامل گویه‌های 4، 9، 14، 19 و 24؛ و گویه‌های مربوط به میل به مشارکت در کار شامل گویه‌های 5، 10، 15، 20 و 25 هستند. نمرۀ هر خرده‌مقیاس از میانگین نمرات گویه‌های همان خرده‌مقیاس و نمرۀ کل بهزیستی روان‌شناختی در محیط کار از میانگین نمرات 25 گویه به دست می‌آید. پاسخ‌ها بر اساس مقیاس شش‌درجه‌ای لیکرت از 0 (کاملاً مخالفم) تا 5 (کاملاً موافقم) نمره‌گذاری می‌شوند. در صورت استفاده از مجموع نمرات، دامنۀ نمرۀ کل از 0 تا 125 خواهد بود. گویه‌های این پرسشنامه به‌ صورت مستقیم نمره‌گذاری می‌شوند و گویۀ معکوس ندارد. نمرۀ بالاتر نشان‌دهندۀ سطح بالاتر بهزیستی روان‌شناختی در محیط کار و نمرۀ پایین‌تر نشان‌دهندۀ سطح پایین‌تر بهزیستی روان‌شناختی در محیط کار است. چندملیتی اعتباریابی شده و ساختار ۵عاملی آن تأیید شده است. ضریب آلفای کرونباخ در مطالعۀ اعتباریابی اولیه با نمونۀ ۱۰۸۰نفری، همسانی درونی مطلوب (ضرایب آلفا و امگا) را نشان داده است. در پژوهش حاضر، ضریب پایایی پرسشنامۀ بهزیستی شغلی با روش آلفای کرونباخ برابر 77/0 به دست آمد. شاخص‌های برازش تحلیل عاملی تأییدی نشان دادند مدل عاملی با داده‌ها برازش دارد و همۀ ماده‌ها به طرزی معنادار روی عامل بار می‌گذارند (723/6=(4)c2، 99/0CFI=، 78/0NFI=، 96/0=TLI، 97/0IFI=، 07/0RMSEA=).

ذهنیت رشد شغلی[9]: این پرسشنامه برگرفته از مقیاس ذهنیت رشد دوگانۀ برگ و همکاران شامل 12جمله است که توسط پاسخ‌دهندگان در مقیاس لیکرت هفت‌درجه‌ای از 1 (کاملاً مخالف) تا 7 (کاملاً موافق) ارزیابی می‌شود (Berg et al., 2023). جملات مربوط به واکنش فرد به شکست، رویکرد به وظایف دشوار و جست‌وجوی بازخورد هستند. نمرۀ کل مقیاس از طریق جمع نمرات گویه‌ها محاسبه می‌شود و دامنۀ نمرۀ کل، در صورت استفاده از تمامی 12 گویه، از 12 تا 84 خواهد بود. در مقیاس ذهنیت رشد شغلی، گویه‌های 3، 4 و 9 به‌ صورت معکوس نمره‌گذاری می‌شوند و سایر گویه‌ها به ‌صورت مستقیم نمره‌گذاری می‌شوند. پس از اعمال نمره‌گذاری معکوس، میانگین 12 گویه برای محاسبۀ نمرۀ کلی ذهنیت رشد شغلی استفاده می‌شود. نمرۀ بالا نشان‌دهندۀ ذهنیت رشد شغلی بالاتر است؛ یعنی فرد به قابلیت تغییر، رشد و پیشرفت در مسیر حرفه‌ای خود باور دارد و شکست‌ها را فرصتی برای یادگیری می‌داند. نمرۀ پایین نشان‌دهندۀ ذهنیت ثابت شغلی است؛ یعنی فرد معتقد است توانایی‌ها و جنبه‌های شغلی او غیرقابل‌ تغییر هستند. گویه‌های معکوس پیش از محاسبۀ نمرۀ کل، مطابق دستورالعمل نمره‌گذاری ابزار، به ‌صورت معکوس نمره‌گذاری می‌شوند. بنابراین، برای تفسیر نهایی، نمرۀ بالاتر در همۀ گویه‌های نمره‌گذاری‌شده نشان‌دهندۀ سطح بالاتر ذهنیت رشد است. شواهد ارائه‌شده در مطالعۀ برگ و همکاران از روایی سازه و همسانی درونی مناسب مقیاس حمایت می‌کند و ضرایب آلفای کرونباخ و امگای مطلوبی برای ابعاد آن گزارش شده است (Berg et al., 2023). در پژوهش حاضر، ضریب پایایی پرسشنامۀ ذهنیت رشد شغلی با روش آلفای کرونباخ برابر 92/0 به دست آمد. شاخص‌های برازش تحلیل عاملی تأییدی نشان دادند مدل عاملی با داده‌ها برازش دارد و همۀ ماده‌ها به طرزی معنادار روی عامل بار می‌گذارند (233/106=(52)c2، 91/0CFI=، 84/0NFI=، 88/0TLI=، 91/0IFI=، 08/0RMSEA=).

روش اجرا و تحلیل: برای انجام این پژوهش در ابتدا با اخذ معرفی‌نامه از دانشگاه شهید چمران اهواز به یک دستگاه اجرایی خدمت‌رسان مراجعه شد. چندین دیدار با مدیران منابع انسانی برگزار و دربارۀ موافقت با انجام این پژوهش در سازمان مربوط مذاکره شد که در نهایت با انجام این پژوهش موافقت شد. در این پژوهش، تعداد نمونۀ مورد نیاز با استفاده از فرمول کوکران و کرسچی 170 نفر تعیین شد. با روش انتخاب تصادفی ساده این افراد مشخص شدند. به دنبال آن، پژوهشگران به صورت حضوری در طی دو ماه به واحدهای مختلف سازمان مربوط شهرستان اهواز که شرکت‌کنندگان در پژوهش در آنجا حضور داشتند، مراجعه کردند و بعد از ارائۀ توضیح کامل دربارۀ اهداف پژوهش، پرسشنامه‌ها را برای تکمیل میان آنان توزیع کردند. به شرکت‌کنندگان با اختیار کامل و بدون فشار زمانی و اجبار فرصت داده شد تا پرسشنامه‌های توزیع‌شده را تکمیل کنند. پس از جمع‌آوری پرسشنامه‌ها و بررسی آنها، افراد گروه آزمایش در دورۀ آموزشی شرکت کردند، اما شرکت‌کنندگان گروه گواه هیچ آموزشی دریافت نکردند. تعداد 20 پرسشنامه به دلیل ناقص‌بودن از تحلیل کنار گذاشته شدند و تحلیل نهایی با 150 پرسشنامه انجام شد. تحلیل داده‌ها برای ارزیابی مدل ساختاری با استفاده از روش طولی میانجی‌گری و نرم‌افزار Mplus نسخۀ 3.2.8 انجام شد. روابط میانجی‌گری نیز با روش بوت استراپ آزمون شدند.

بستۀ مداخلۀ آموزش ذهنیت رشد: بستۀ مداخلۀ آموزش ذهنیت رشد در پژوهش حاضر با اقتباس از برنامۀ مداخلۀ ذهنیت رشد ارائه‌شده توسط کیتینگ و هسلین و با بهره‌گیری از راهبردهای پیشنهادی سایبرت و همکاران برای ترویج ذهنیت رشد در محیط سازمانی تدوین شد (Keating & Heslin, 2015; Seibert et al., 2016). این مداخلۀ آموزشی طی دو کارگاه 4ساعته (240دقیقه‌ای) برگزار شد.

جدول 1

خلاصه‌ای از گام‌های جلسات برنامۀ مداخلۀ آموزش ذهنیت رشد، اقتباس از کیتینگ و هسلین (Keating & Heslin, 2015)

Table 1

Summary of the Sessions' Steps for the Growth Mindset Training Intervention Program (Adapted from Keating & Heslin, 2015)

یافته‌ها

به منظور ارزیابی الگوی پیشنهادی، روش میانجی‌گری طولی با پیامدهای موازی[13] با استفاده از نرم‌افزار Mplus 8.3.2 استفاده شد. در این پژوهش، نمرات پیش‌آزمون به ‌عنوان متغیر کنترل در مدل معادلات ساختاری در نرم‌افزار Mplus وارد شدند. به ‌منظور بررسی اثر مداخله بر نمرات پس‌آزمون و پیگیری، مسیرهای مستقیم از نمرات پیش‌آزمون به متغیرهای پس‌آزمون و پیگیری در مدل تعریف شدند تا تفاوت‌های اولیۀ شرکت‌کنندگان کنترل شود. این رویکرد به‌ جای استفاده از نمرات تفاضلی (پس‌آزمون منهای پیش‌آزمون) انتخاب شد؛ زیرا کنترل آماری نمرات پیش‌آزمون در چارچوب مدل‌یابی معادلات ساختاری برآوردی دقیق‌تر از اثر مداخله فراهم می‌آورد و خطای اندازه‌گیری کمتری نسبت به استفاده از نمرات تفاضلی ایجاد می‌کند (Tabachnick & Fidell, 2019). پیش از آزمون الگوی پیشنهادی، برای اطمینان از اینکه داده‌های این پژوهش مفروضه‌های زیربنایی الگویابی معادلات ساختاری را برآورد می کنند، به بررسی آنها پرداخته شد. برای این منظور، چهار مفروضۀ الگویابی معادلات ساختاری شامل داده‌های ازدست‌رفته^[14]، بررسی داده‌های پرت^[15]، نرمال‌بودن^[16] و هم‌خطی چندگانه^[17] بررسی شدند. داده‌های پرت چندمتغیری با استفاده از فاصلۀ ماهالانوبیس^[18] بررسی شدند که نتایج نشان داد داده‌های مربوط به 5 آزمودنی (آزمودنی‌های 17، 49، 108، 131، 146) پرت هستند که در نتیجه، داده‌های مربوط به این 5 آزمودنی در تحلیل نهایی حذف شدند.

از دیگر مفروضه‌های مهم در روش مدل‌یابی معادلات ساختاری نرمال‌بودن توزیع متغیرهاست. در گروه گواه، برای متغیر ذهنیت رشد در مراحل پیش‌آزمون، پس‌آزمون و پیگیری، به‌ترتیب آمارۀ شاپیرو–ویلک به دست آمد. در گروه آزمایش، مقادیر متناظر به‌ترتیب بود. در گروه گواه، برای متغیر ذهنیت رشد در مراحل پیش‌آزمون، پس‌آزمون و پیگیری، به‌ترتیب آمارۀ شاپیرو–ویلک 003/0p=، 945/0W=، 017/0p=، 960/0W= و 0025/0p=، 962/0W= به دست آمد. در گروه آزمایش، مقادیر متناظر به‌ترتیب 001/0p=، 922/0W=، 001/0p=، 872/0W= و 001/0p=، 856/0W= بود.

برای افسردگی شغلی، در گروه گواه، آمارۀ شاپیرو–ویلک در مراحل پیش‌آزمون، پس‌آزمون و پیگیری به‌ترتیب 007/0p=، 892/0W=، 001/0p=، 914/0W= و 004/0p=، 948/0W= و در گروه آزمایش 001/0p=، 887/0W=، 019/0p=، 960/0W= و 009/0p=، 955/0W= به‌ترتیب به دست آمد. برای بهزیستی شغلی، در گروه گواه، مقادیر آمارۀ شاپیرو–ویلک در مراحل پیش‌آزمون، پس‌آزمون و پیگیری به‌ترتیب 017/0p=، 959/0 W =، 029/0p=، 963/0W= و 087/0p=، 971/0W= و در گروه آزمایش به‌ترتیب 017/0p=، 973/0W=، 065/0p=، 969/0W= و 0554/0p=، 986/0W= گزارش شد.

با توجه به نتایج آزمون شاپیرو–ویلک، در بخشی از موارد، مقدار p کمتر از 05/0 بود؛ بنابراین، نرمال‌بودن توزیع برخی از متغیرها بر اساس این آزمون تأیید نشد. از این ‌رو، قضاوت دربارۀ مفروضۀ نرمال‌بودن صرفاً بر اساس آزمون شاپیرو–ویلک انجام نشد و شاخص‌های کجی و کشیدگی نیز در ارزیابی توزیع داده‌ها مورد توجه قرار گرفتند. برای بررسی نرمال‌بودن این مفروضه، از آزمون محاسبۀ کجی و کشیدگی استفاده شد. مقدار قدر مطلق کجی باید در بازۀ 3- و 3+ باشد. همچنین، قدر مطلق ضریب کشیدگی باید در بازۀ 10- و 10+ باشد تا نرمال‌بودن داده‌ها تأیید شود. در این پژوهش، از خروجی نرم‌افزار ام پلاس، ستون‌های متناظر با این دو شاخص در مراحل پیش‌آزمون، پس‌آزمون و پیگیری بررسی شدند. با توجه به اینکه نرمال‌بودن داده‌ها در چندین گروه و مرحله توسط آزمون شاپیرو-ویلک رد شد، الگوریتم MLR در Mplus به طور خودکار خطاهای استاندارد مقاوم و آمارۀ کای‌دو مقیاس‌بندی‌شده را ارائه داد که نتایج را در برابر عدم نرمال‌بودن مقاوم می‌کند. بنابراین، استنتاج مدل مبتنی بر این آماره‌های مقاوم و مقادیر کجی و کشیدگی انجام شده است.

به منظور بررسی مفروضۀ هم‌خطی چندگانه، از آماره‌های تحمل ابهام^[19] و عامل تورم واریانس (VIF)^[20] استفاده شد. نتایج نشان داد مقادیر شاخص تحمل در دامنۀ 166/0 تا 987/0 و مقادیر عامل تورم واریانس در دامنۀ 013/1   تا 019/6 قرار داشتند. با توجه به اینکه مقادیر عامل تورم واریانس محاسبه‌شده کمتر از 10 و مقادیر شاخص تحمل ابهام بیشتر از 1/0 به دست آمد، می‌توان نتیجه گرفت مفروضۀ هم‌خطی چندگانه نیز برقرار است.

در خصوص ویژگی‌های جمعیت‌شناختی نمونۀ پژوهش، از لحاظ جنسیت، شرکت‌کنندگان مرد 71 نفر (معادل 3/47 درصد) و شرکت‌کنندگان زن 79 نفر (معادل 7/52 درصد) بودند. از لحاظ تحصیلات، شرکت‌کنندگان با مدرک تحصیلی دیپلم 7 نفر (معادل 7/4 درصد)، با مدرک تحصیلی لیسانس 80 نفر (معادل 3/53 درصد)، با مدرک تحصیلی کارشناسی‌ارشد 58 نفر (معادل 7/38 درصد) و با مدرک تحصیلی دکتری 5 نفر (معادل 3/3 درصد) بودند.

در جدول 2 میانگین، انحراف معیار و ماتریس ضرایب همبستگی بین متغیرها ارائه شده است.

براساس نتایج توصیفی به‌دست‌آمده از جدول 2، در مرحلۀ پیش‌آزمون، میانگین نمرات متغیرهای پژوهش در گروه آزمایش و گواه تفاوت کمتری نشان داد؛ در حالی که در مراحل پس‌آزمون و پیگیری، در میانگین نمرات متغیرهای پژوهش در آزمودنی‌های گروه آزمایش تغییری قابل ملاحظه ایجاد شد.

همان‌طور که مندرجات جدول 3 نشان می‌دهد، بیشتر ضرایب همبستگی به‌دست‌آمده در سطح 001/0 معنادار هستند. برای بررسی معناداری تغییرات نمرات متغیرهای پژوهش در سۀ مرحله پیش‌آزمون، پس‌آزمون و پیگیری، روش تحلیل واریانس با اندازه‌گیری مکرر به کار رفت.

برای ارزیابی برازش الگوی پیشنهادی، شاخص‌های برازندگی آن شامل خی‌دو (X2)، خی‌دو نسبی (X2/df)، جذر میانگین مجذورات خطای تقریب (RMSEA)، شاخص نیکویی برازش (GFI)، شاخص توکر-لویس (TLI)، شاخص برازندگی تطبیقی (CFI) و شاخص برازندگی افزایشی (IFI) محاسبه شدند. در رابطه با مقادیر قابل قبول این شاخص‌ها، می‌توان گفت هرچه مقدار خی‌دو از صفر بزرگ‌تر باشد، برازندگی الگو کمتر می‌شود. خی‌دو معنادار تفاوت معنادار بین کوواریانس‌های مفروض و مشاهده‌شده را نشان می‌دهد. با وجود این، از آنجا که فرمول خی‌دو حجم نمونه را در بر دارد، مقدار آن در رابطه با نمونه‌های بزرگ متورم و معمولاً به لحاظ آماری معنا‌دار می‌شود. به همین دلیل، به جای شاخص خی‌دو از خی‌دو نسبی استفاده می‌شود. مقدار این نسبت هرچه به صفر میل کند و کوچک‌تر باشد، بهتر است. مقدار مورد قبول آن کوچک‌تر یا مساوی 3 است. همچنین، در شاخص‌هایی مانند GFI، TLI، CFI و IFI برازش 9/0 به بالا قابل ‌قبول است. برای شاخص RMSEA نیز مقدار کمتر از 08/0 قابل‌ قبول است و برای الگوهای بسیار خوب 05/0 و کمتر در نظر گرفته می‌شود. شاخص‌های برازش الگوی پیشنهادی و نهایی در جدول 4 نشان داده شده‌اند.

جدول 2

میانگین، انحراف معیار، حداقل و حداکثر نمره‌های متغیرهای ذهنیت رشد شغلی، افسردگی شغلی و بهزیستی شغلی به همراه خرده‌مقیاس‌های آن به تفکیک گروه‌های آزمایش و کنترل

Table 2

Mean, Standard Deviation, Minimum, and Maximum Scores of the Variables of Work Growth Mindset, Occupational Depression, and Work Well-Being Along with Their Subscales, Separated by Experimental and Control Groups

جدول 3

ماتریس همبستگی متغیرهای پژوهش حاضر

Table 3

Correlation Matrix of the Present Research Variables

P<001/0**

جدول 4

شاخص‌های برازندگی الگوی نهایی

Table 4

Goodness-of-fit Indices of the Final Model

بر اساس نتایج ارائه‌شده در جدول 4، مقدار SRMR برابر ۰٫۰۸۹ به ‌دست آمد که اندکی بیشتر از مقدار ملاک ۰٫۰۸ است. با این حال، با توجه به اینکه سایر شاخص‌های برازش (CFI=0.99, TLI=0.98) در سطح عالی قرار دارند و مقدار RMSEA نیز در حد قابل قبول (۰٫۰۸) است، می‌توان ادعا کرد الگوی طراحی‌شده از برازش قابل قبول تا مطلوب برخوردار است. در چنین شرایطی که نمونه کوچک (۱۵۰ نفر) و مدل نسبتاً پیچیده است، پذیرش مقادیر مرزی برخی از شاخص‌ها با تکیه بر اکثریت شاخص‌های مطلوب در ادبیات روش‌شناسی تأیید می‌شود (Byrne, 2016; Hu & Bentler, 1999). در واقع، با توجه به نتایج شاخص‌های برازش، می‌توان نتیجه گرفت مدل ارائه‌شده از نظر کلی در بازتولید داده‌ها عملکردی مطلوب داشته است. در جدول 5، نتایج اثر غیرمستقیم متغیرهای پژوهش ارائه شده است.

جدول 5

نتایج آزمون بوت استراپ برای سنجش اثر آموزش ذهنیت رشد بر افسردگی شغلی و بهزیستی شغلی از طریق ذهنیت رشد شغلی

Table 5

Bootstrap Test Results for the Effect of Growth Mindset Training on Occupational Depression and Job Well-being via Work Growth Mindset

با توجه به نتایج ماتریس همبستگی جدول 3، بین نمرات افسردگی شغلی، بهزیستی شغلی و ذهنیت رشد شغلی در گروه آزمایش و گواه مراحل پیش‌آزمون، پس‌آزمون و پیگیری همبستگی معنادار وجود دارد (001/0>P). برای بررسی استواری نتایج میانجی‌گری در برابر متغیرهای کنترل‌نشده، یک تحلیل حساسیت[21] با رویکرد همبستگی باقی‌مانده انجام شد. همبستگی بین باقی‌مانده‌های متغیر میانجی (ذهنیت رشد شغلی در پس‌آزمون) و پیامدها (افسردگی شغلی، بهزیستی شغلی، ذهنیت رشد در پیگیری) در بازۀ 5/0- تا 5/0+ تغییر داده شد. همان‌طور که در جدول 5 مشاهده می‌شود، نتایج نشان داد اثرات غیرمستقیم برای افسردگی شغلی (از 07/0- تا 45/0-)، بهزیستی شغلی (از 18/0 تا 38/0) و ذهنیت رشد (از 22/0 تا 32/0) در تمام مقادیر معنادار باقی ماندند و تغییرات ضرایب کمتر از ۱۵ درصد بود. این یافته نشان می‌دهد مدل پژوهش در برابر متغیرهای کنترل‌نشده از استواری زیادی برخوردار است. در شکل 2، الگوی پژوهش در حالت ضرایب استاندارد ارائه شده است.

شکل 2

الگوی پژوهش در حالت ضرایب استاندارد

Figure 2

Research Model in Standardized Coefficients State

^* شماره‌های ۱، ۲ و ۳ به‌ترتیب نشان‌دهندۀ مراحل پیش‌آزمون، پس‌آزمون و پیگیری هستند.

به‌ طور کلی، نتایج تحلیل مدل ساختاری نشان داد آموزش ذهنیت رشد به ‌طور مستقیم و غیرمستقیم (از طریق ذهنیت رشد شغلی) بر افسردگی شغلی و بهزیستی شغلی کارکنان اثرگذار است. اثر غیرمستقیم مداخله از طریق متغیر میانجی معنادار بود و تغییرات ایجادشده در پیامدهای پژوهش تا مرحلۀ پیگیری حفظ شدند. این یافته‌ها بیانگر آن است که مداخله نه‌ فقط در کوتاه‌مدت، بلکه در بلندمدت نیز اثربخش بوده است. به عبارت دیگر، ذهنیت رشد نه فقط به ‌صورت مستقیم با کاهش افسردگی شغلی و افزایش بهزیستی شغلی مرتبط بود، بلکه از طریق تقویت ذهنیت رشد شغلی نیز این روابط را تبیین می‌کرد. مدل پیشنهادی پژوهش از برازشی مطلوب برخوردار بود و توانست سهمی قابل ملاحظه از واریانس افسردگی شغلی و بهزیستی شغلی را تبیین کند.

بحث

پژوهش حاضر با هدف تدوین و آزمون یک مدل ساختاری برای سنجش اثربخشی مداخله از روابط میان آموزش ذهنیت رشد، ذهنیت رشد شغلی، افسردگی شغلی و بهزیستی شغلی کارکنان انجام شد. نتایج تحلیل مدل نشان داد ذهنیت رشد به طور مستقیم و غیرمستقیم از طریق ذهنیت رشد شغلی بر افسردگی شغلی و بهزیستی شغلی کارکنان اثرگذار است. نتایج مدل میانجی‌گری طولی نشان داد اثر غیرمستقیم مداخله از طریق متغیر میانجی معنادار بود و تغییرات ایجادشده در پیامدهای پژوهش تا مرحلۀ پیگیری حفظ شدند. این یافته‌ها بیانگر آن است که مداخله نه فقط در کوتاه‌مدت، بلکه در بلندمدت نیز اثربخش بوده است. به عبارت دیگر، ذهنیت رشد نه فقط به صورت مستقیم با کاهش افسردگی شغلی و افزایش بهزیستی شغلی مرتبط بود، بلکه از طریق تقویت ذهنیت رشد شغلی نیز این روابط را تبیین می‌کرد.

برخلاف پژوهش‌های پیشین که عمدتاً بر بررسی اثرات جزیره‌ای یا اثربخشی یک مداخله متمرکز بودند، پژوهش حاضر با تأیید مدل ساختاری پیشنهادی، گامی فراتر نهاده و سازوکار درونی این روابط را تبیین کرده است. یافته‌های تجربی این پژوهش نشان داد آموزش ذهنیت رشد، همان‌طور که در مدل مفهومی پیش‌بینی شده بود، بر تمام متغیرهای پیامد (افسردگی شغلی، بهزیستی شغلی و ذهنیت رشد شغلی) تأثیرگذار بوده است. مهم‌تر از آن، مدل تحلیل مسیر نقش حیاتی و معنادار ذهنیت رشد شغلی به عنوان یک میانجی را تأیید کرد. این رویکرد مدل‌محور مزیتی مهم نسبت به مطالعات قبلی دارد که یا فاقد ابعاد میانجی بودند و یا بر بررسی هم‌زمان هر چهار پیامد اصلی در یک مدل واحد تمرکز نکرده بودند. در نتیجه، این پژوهش نه فقط اثربخشی مداخله را تأیید می‌کند، بلکه مبانی نظری و مسیر دقیق عملیاتی‌سازی این اثرات را در محیط‌های کاری مشخص می‌کند.

یافته‌های پژوهش نشان داد ذهنیت رشد با سطوح پایین‌تر افسردگی شغلی رابطۀ معنادار دارد. این نتیجه با یافته‌های برنیت و همکاران هم‌سو است که ذهنیت رشد را عاملی حمایت‌کننده برای سلامت روان معرفی کردند (Burnette et al., 2020). همچنین، نتایج کیونگ و همکاران نشان داد ذهنیت رشد با کاهش نشانه‌های افسردگی در محیط کار مرتبط است (Kyeong et al., 2024). در پژوهش حاضر نیز مشخص شد کارکنانی که از ذهنیت رشد بیشتری برخوردار هستند، افسردگی شغلی کمتری را تجربه می‌کنند. این رابطه ممکن است ناشی از آن باشد که افراد دارای ذهنیت رشد، چالش‌های شغلی را فرصت یادگیری تلقی می‌کنند، نه تهدیدی برای شایستگی‌های خود، و همین امر از شکل‌گیری شناخت‌های منفی پایدار جلوگیری می‌کند.

از سوی دیگر، نتایج نشان داد ذهنیت رشد با افزایش بهزیستی شغلی ارتباطی مثبت و معنادار دارد. این یافته با پژوهش‌های زنگ و همکاران، موراتیدیس و همکاران، ویتینگتون و همکاران و شونک هم‌راستاست (Mouratidis et al., 2017; Schunk, 2012;  Whittington et al., 2017; Zeng et al., 2019). این پژوهش‌ها نشان داده‌اند افراد با ذهنیت رشد در مواجهه با موانع شغلی، رویکردی فعال، انعطاف‌پذیر و مسئله‌محور اتخاذ می‌کنند که در نهایت، به سطوح بالاتر رضایت، سرزندگی و بهزیستی منجر می‌شود.

یکی از یافته‌های مهم مدل حاضر نقش میانجی ذهنیت رشد شغلی بود. نتایج نشان داد ذهنیت رشد عمومی از طریق تقویت ذهنیت رشد شغلی، بر پیامدهای شغلی اثر می‌گذارد. این یافته نشان می‌دهد انتقال باورهای رشدگرا از سطح عمومی به حوزۀ تخصصی شغل مکانیسم اصلی اثرگذاری بر سلامت روان شغلی کارکنان است. به بیان دیگر، زمانی که کارکنان باور دارند توانایی‌های حرفه‌ای آنان قابل توسعه است، در برابر ناکامی‌های شغلی واکنشی سازگارانه‌تر نشان می‌دهند و این امر به کاهش افسردگی و افزایش بهزیستی منجر می‌شود.

از نظر نظری، یافته‌های این پژوهش از چارچوب نظری دوئک دربارۀ ذهنیت رشد حمایت می‌کند و نشان می‌دهد این سازه نه فقط در حوزۀ تحصیلی، بلکه در بافت سازمانی نیز می‌تواند نقشی تعیین‌کننده‌ در پیامدهای روان‌شناختی ایفا کند. همچنین، نتایج حاضر نشان می‌دهد ذهنیت رشد شغلی به عنوان یک سازۀ حوزه‌محور، حلقۀ واسط میان نگرش‌های بنیادین فرد و پیامدهای هیجانی در محیط کار است.

در مجموع، مدل پیشنهادی پژوهش از برازشی مطلوب برخوردار بود و توانست سهمی قابل ملاحظه از واریانس افسردگی شغلی و بهزیستی شغلی را تبیین کند. این تبیین‌پذیری عمدتاً ناشی از نقش میانجی ذهنیت رشد شغلی است که به ‌عنوان سازوکار شناختی‑انگیزشی، تأثیر آموزش ذهنیت رشد را از طریق اصلاح باورهای مسیر پیشرفت حرفه‌ای به پیامدهای روان‌شناختی منتقل می‌کند. همچنین، سطح قابل ملاحظۀ ضریب تعیین برای هر دو متغیر ملاک حاکی از ظرفیت نظری و عملی زیاد این سازه‌ها در پیش‌بینی تغییرات سلامت شغلی و کاربست در مداخلات سازمانی است. این امر نشان می‌دهد ذهنیت رشد و ذهنیت رشد شغلی می‌توانند به عنوان متغیرهای کلیدی در طراحی مداخلات ارتقای سلامت روان سازمانی مورد توجه قرار گیرند.

پژوهش حاضر با وجود طراحی طولی و آزمون مدل ساختاری، از چند محدودیت روش‌شناختی و محیطی رنج می‌برد که تفسیر و تعمیم یافته‌ها را با احتیاط همراه می‌کند. در ادامه، این محدودیت‌ها و به دنبال آن، پیشنهادهایی برای پژوهش‌های آینده ارائه می‌شوند:

اگرچه استفاده از طرح پژوهش طولی به استنتاج‌های علّی در خصوص نقش میانجی ذهنیت رشد شغلی کمک می‌کند، این مطالعه روابط متقابل احتمالی را به ‌طور کامل بررسی نکرد. برای مثال، این امکان وجود دارد که سازه‌های مثبت دیگر (مانند اشتیاق شغلی) نیز بر شکل‌گیری یا تقویت ذهنیت رشد شغلی تأثیر بگذارند. مداخلۀ آموزشی صرفاً در دو جلسه برگزار شد. تغییر ذهنیت رشد و انتقال آن به ذهنیت رشد شغلی فرایندی زمان‌بر است و بعید است در چنین مدت کوتاهی به تغییرات پایدار منجر شود. بنابراین، نتایج ممکن است بیشتر بیانگر تغییرات زودگذر باشد تا تحول واقعی در نگرش‌ها. استفاده از پرسشنامه‌های خودگزارشی احتمال سوگیری پاسخ‌دهی (مانند مطلوبیت اجتماعی) را افزایش می‌دهد. همچنین، این ابزارها ممکن است همۀ ابعاد پیچیدۀ ذهنیت رشد یا افسردگی شغلی را پوشش ندهند. بافت سازمانی، فرهنگ سازمانی، حمایت مدیران و همکاران و فشارهای شغلی موجود در زمان اجرای پژوهش، همگی می‌توانند بر اثربخشی مداخله تأثیر بگذارند. این عوامل در پژوهش حاضر به طور کامل کنترل یا اندازه‌گیری نشدند.

با توجه به این محدودیت‌ها، پیشنهاد می‌شود پژوهش‌های آینده اثربخشی برنامه‌های آموزش ذهنیت رشد را در سازمان‌ها و گروه‌های شغلی متنوع و در بافت‌های فرهنگی و سازمانی متفاوت بررسی کنند. همچنین، استفاده از طرح‌های آزمایشی با نمونه‌های بزرگ‌تر، گمارش تصادفی‌تر و دوره‌های پیگیری طولانی‌تر می‌تواند به بررسی پایداری آثار مداخله کمک کند. انجام مطالعات با سه یا چند مرحله پیگیری، برای مثال سه، شش و دوازده ماه پس از مداخله، می‌تواند مشخص کند آیا تغییرات ایجادشده در ذهنیت رشد و پیامدهای شغلی آن در طول زمان حفظ می‌شوند یا خیر.

این پژوهش بر بررسی نقش میانجی ذهنیت رشد شغلی تمرکز داشت. با این حال، برای تبیین کامل‌تر پدیده‌های پیچیدۀ سلامت روان و عملکرد شغلی، لازم است متغیرهایی دیگر نیز در مدل گنجانده شوند. پژوهش‌های آینده می‌توانند با افزودن سازه‌هایی مانند هوش هیجانی، خودکارآمدی شغلی، تاب‌آوری، و سبک‌های رهبری مدیران، نقش بالقوۀ تعدیل‌گری این عوامل را بر رابطۀ بین ذهنیت رشد و پیامدهای شغلی (مانند افسردگی و بهزیستی) روشن کنند. برای مثال، هوش هیجانی زیاد ممکن است توانایی کارکنان را در استفاده از ذهنیت رشد برای مقابله با چالش‌های شغلی تقویت کند. همچنین، برخی از سازه‌های مرتبط با بهزیستی شغلی که در ادبیات مورد بحث قرار گرفته‌اند، دارای هم‌پوشانی مفهومی هستند.

پیشنهاد می‌شود سازمان‌ها با طراحی و اجرای دوره‌های آموزشی مبتنی بر پروتکل زمینۀ تقویت ذهنیت رشد کارکنان را فراهم آورند. همچنین، گنجاندن آموزش ذهنیت رشد در برنامه‌های توسعۀ منابع انسانی و توانمندسازی کارکنان می‌تواند به بهبود عملکرد و سازگاری آنان با چالش‌های شغلی کمک کند. علاوه بر این، ایجاد فرهنگ سازمانی مبتنی بر بازخورد سازنده، یادگیری از اشتباهات و حمایت از یادگیری مستمر، بستری مناسب برای تقویت ذهنیت رشد شغلی فراهم می‌کند.

مطالعات آتی نیازمند تعریف دقیق‌تر و سنجش متمایز این سازه‌ها هستند تا از افزونگی جلوگیری و مدل مفهومی شفاف‌تری حاصل شود. به علاوه، برای دست‌یابی به درک عمیق‌تر از چگونگی تأثیرگذاری ذهنیت رشد در بستر فرهنگی خاص، ادغام روش‌های کمّی و کیفی توصیه می‌شود. انجام مصاحبه‌های عمیق با کارکنان می‌تواند به روشن‌شدن جنبه‌های فرهنگی و اجتماعی پنهان در شکل‌گیری ذهنیت‌ها و تأثیر آنها بر ابعاد بهزیستی و افسردگی شغلی کمک و شکاف‌های موجود در مدل‌های کمی را پر کند.

پژوهش‌های آینده همچنین می‌توانند با استفاده از طرح‌های طولی و تحلیل‌های میانجی‌گری، نقش تغییر در ذهنیت رشد را در ارتباط میان آموزش و کاهش افسردگی شغلی به‌ طور دقیق‌تر بررسی کنند. برای مثال، می‌توان آزمود که آیا آموزش ذهنیت رشد ابتدا موجب تغییر در باورهای کارکنان دربارۀ قابلیت رشد و یادگیری آنان می‌شود و این تغییر سپس از طریق افزایش احساس خودکارآمدی، استفادۀ سازنده‌تر از بازخورد، افزایش تلاش و تداوم در مواجهه با دشواری‌های شغلی، به بهبود شاخص‌های سلامت روان و کاهش افسردگی شغلی منجر می‌شود یا خیر. چنین طراحی‌ای می‌تواند به روشن‌شدن سازوکارهای احتمالی اثربخشی مداخله کمک کند.

پژوهش‌های آینده می‌توانند اثربخشی دوزهای متفاوت مداخله را نیز مقایسه کنند؛ برای نمونه، اثربخشی یک مداخلۀ دوجلسه‌ای در مقایسه با برنامه‌های آموزشی چندجلسه‌ای، جلسات تقویتی و مداخلات مبتنی بر تمرین و بازخورد مستمر بررسی شود. همچنین، بررسی نقش ویژگی‌های فردی و سازمانی، از جمله حمایت مدیر، اقلیم یادگیری، فشار کاری و سابقۀ آموزشی کارکنان، می‌تواند مشخص کند مداخلۀ آموزش ذهنیت رشد در چه شرایطی و برای چه گروه‌هایی اثربخشی بیشتری دارد.

در نهایت، پیشنهاد می‌شود مدیران منابع انسانی با ارزیابی دوره‌ای ذهنیت رشد کارکنان، نیازهای آموزشی آنان را شناسایی و برنامه‌های آموزشی متناسب را طراحی و اجرا کنند تا اثربخشی مداخلات آموزشی در بلندمدت افزایش یابد.

سپاسگزاری

پژوهشگران مراتب قدردانی و تشکر خود را از کلیۀ کارکنان شرکت‌کننده و مسئولان مربوط این پژوهش که با استقبال و بردباری، در روند استخراج نتایج همکاری کردند، اعلام می‌دارند.

[1] Occupational Depression

[2] Job Well-being

[3] Growth Mindset

[4] Self-Determination Theory

[5] Fixed Mindset

[6] Occupational Depression Inventory

[7] Fit Indices

[8] Index of Psychological Well-Being at Work

[9] Work Growth Mindset Scale

[10] Self-talk

[11] Cognitive Dissonance

[12] Role-playing

[13] Longitudinal Mediation with Parallel Outcomes

^[14] missing

^[15] outliers

^[16] normality

^[17] multi-collinearity

^[18] mahalanobis distance

^[19] Tolerance

^[20] Variance Inflation Factor

[21] Sensitivity Analysis