رابطه میان “برونگرایی” و “رضایت شغلی” – یک مطالعه فرا تحلیل
. سیدرضا نقوی1
1- دانشجوي کارشناسی ارشد مهندسی عمران(گرایش مهندسی ومدیریت ساخت)، دانشگاه خوارزمی،
چکیده:
مدیران سازمان‌ها برای اقدامات مناسب جهت افزایش رضایت‌مندی کارکنان و به دنبال آن، افزایش میزان بهره‌وری سازمان نیازمند شناخت ویژگیهای شخصیتی کارکنان خود و نگرش آن‌ها نسبت به سازمان هستند. هدف از این مطالعه فراتحلیل[1]، بررسی رابطه برونگرایی[2] با رضایت شغلی[3] بدون در نظر گرفتن جنبه خاصی از برونگرایی میباشد. تعداد 710 مطالعه در زبان‌های انگلیسی و فارسی، از چهار پایگاه داده (اسکوپوس، ساینس دایرکت، ACSE و مگ-ایران)، طی سالهای 2012 تا 2019 به گروه نمونه افزوده شد و در نهایت36 مقاله با 37 داده مستقل و قابل بررسی انتخاب شد و مورد تجزیه و تحلیل قرار گرفت. ناهمگونی داده‌ها توسط آزمون Q کوکران تعیین شد. این مطالعه سوگیری‌های انتشار، زبان، استناد و انتخاب را در نظر گرفته است. وجود سوءگیری انتشار نیز توسط نمودار قیفی و آزمون ایگر بررسی شد. تمام آزمون‌های آماری توسط نسخه شماره 2 نرم افزار Comprehensive Meta-Analysis (CMA2) انجام شده است. نتایج تحلیل‌های انجام شده با مدل اثرات تصادفی نشان داد که برونگرایی رابطه معنادار و مثبتی با رضایت شغلی دارد، ضریب همبستگی این ارتباط برابر با 0.203 میباشد. همچنین در این مطالعه متغیر تعدیلگری شناسایی نشد.
واژگان کلیدی: برونگرایی، رضایت شغلی، ویژگیهای شخصیتی[4]، فراتحلیل
1- مقدمه
یکی از مهمترین منابع هر سازمان، نیروی انسانی آن است و کارایی و اثربخشی سازمان‌ها به کارایی نیروهای انسانی آن بستگی دارد. یکی از مسائلی که باید در هر سازمانی مورد توجه قرار گیرد خشنودی و رضایت شغلی کارکنان آن سازمان است[1]. مدل پنج فاکتوری که به عنوان پنج عامل بزرگ شخصیت نیز شناخته میشود، قطعا مورد قبول‌ترین و پرکاربرد ترین طبقه‌بندی شخصیت در هنگام پیش‌بینی رفتار شغلی و موفقیت شغلی است. این پنج عامل شامل: ثبات عاطفی(روان‌رنجوری)، برونگرایی، گشودگی(پذیرابودن نسبت به تجارب)، نرم‌خویی(سازگاری) و باوجدان بودن است[2]. برونگرایی بیانگر میزان احساس راحتی فرد در تعامل اجتماعی با دیگران است. اشخاص برون‌گرا غالبا جسور، فعال، خوش صحبت و پر انرژی هستند[2]. رضایت شغلی، ميزان کلی اثر مثبت یا احساسی است که افراد نسبت به شغل شان دارند[3]. بررسی رابطه بین ویژگیهای شخصیتی با شغل افراد طی سالهای متمادی موضوع پژوهشهای متفاوتی بوده است[4]. علی‌رغم اینکه پژوهش‌هایی میزان تأثیر شدید و مثبت برونگرایی را بر رضایت شغلی بیان کرده‌اند[5]،[6]،[7]، پژوهش‌هایی نیز بر عدم تأثیر و معناداری آن‌ها تأکید دارند[8]،[9]. باتوجه به حجم مطالعات انجام شده در این زمینه که نتایج متفاوت و متضادی را گزارش نموده‌اند، انجام یک مطالعه متاآنالیز دیگر ضروری به نظر می‌رسد.
برخی از مطالعات اخیر به همبستگی مثبت و قوی بین برونگرایی و رضایت شغلی اشاره میکنند. رجا نبیل و همکارانش(2019) در پژوهش خود در کشور پاکستان، اثر ویژگیهای شخصیتی بر رضایت شغلی کارمندان با نقش مکمل اخلاق اسلامی کار را بررسی کردند. آن‌ها به وجود رابطه‌ای قوی و مثبت با ضریب همبستگی 0.729 بین ویژگی برونگرایی و رضایت شغلی اشاره دارند[10]. تعدادی دیگر از پژوهشهای انجام شده ارتباط متوسط و معنادار بین این دو متغیر را گزارش میکنند. حاتمیان و همکاران(1397) در پژوهش خود با عنوان پیش‌بینی رضایت شغلی براساس ویژگیهای شخصیتی و توانمندسازی روانشناختی بین میانسالان و سالمندان شاغل شهرکرمانشاه اظهار داشتند که بین ویژگی برونگرایی و رضایت شغلی با ضریب همبستگی 0.42 رابطه متوسط و مثبتی وجود دارد[11]. همچنین نتایج مطالعاتی حاکی از رابطه ضعیف بین این دو متغیر میباشد. عبداللهی و همکاران(1395) در پژوهشی به بررسی رابطه برونگرایی و درونگرایی با رضایت شغلی در معلولان شاغل ادارات شهرستان الیگودرز پرداختند. آن‌ها دریافتند که بین برونگرایی و رضایت شغلی رابطه ضعیف و مثبت با ضریب همبستگی 0.20 وجود دارد[12]. تحقیق زیگلرهیل و همکاران(2015) در پژوهشی در منطقه جنوبی اسرائیل با عنوان نقش ویژگیهای شخصیتی و عملکرد شغلی در رفتار مشتریان گزارش کردند که تأثیر ضعیف و مثبت بین بعد برونگرایی شخصیت در رابطه با عملکرد شغلی، با ضریب همبستگی 0.197 وجود دارد[13]. سلیمان و رافئو (2019) در پژوهش خود با عنوان بررسی رابطه بین ویژگیهای شخصیتی و رضایت شغلی با اعتیاد به اینترنت در میان کارکنان نهادهای مالی مالزی گزارش کردند که همبستگی قابل توجهی بین برونگرایی و رضایت شغلی وجود ندارد، آن‌ها بر رابطه مثبت اما ضعیف بین این دو متغیر با ضریب همبستگی 0.07 تأکید دارند[14]. جادج و همکاران (2012) به بررسی تأثیرات ژنتیکی بر رضایت شغلی و استرس شغلی بر روی افراد دوقلو در سوئد پرداختند و از متغیر برونگرایی به عنوان یک متغیر کنترلی استفاده نموده و عنوان کردند که یک رابطه ضعیف و مثبت بین برونگرایی و رضایت شغلی با ضریب همبستگی 0.11 وجود دارد[15].
باوجود مطالعات پیشین که نتایج مثبت و تأثیرات مختلف بین دو متغیر راگزارش کردند، برخی از محققین، عدم وجود ارتباط معنادار بین آن‌ها را بیان میکنند[16]. نجارپور استادی و همکاران(2010) در پژوهشی با عنوان بررسی رابطه ویژگیهای شخصیتی و باورهای غیرمنطقی با رضایت شغلی نشان دادند که بین ویژگیهای شخصیتی و رضایت شغلی رابطه معنی‌د‌ار وجود ندارد و هیچ یک از ویژگیهای شخصیتی نمی‌توانند رضایت شغلی افراد را پیش‌بینی کنند(سطح معنی داری0.649)[17].
هدف از انجام این پژوهش، بررسی نتایج منتشر شده در بازه زمانی بین سالهای 2012 تا 2019 در زمینه رابطه برونگرایی و رضایت شغلی است که با استفاده از روش فراتحلیل انجام میشود. این مقاله در چهار بخش قابل ارائه است. بخش اول شامل مقدمه ای بر انجام پژوهشهای انجام شده در مورد ارتباط بین برونگرایی و رضایت شغلی میباشد. بخش دوم روش تحقیق و نحوه انجام جستجو را شرح می دهد. در بخش سوم نتایج جستجو، تحلیل، ناهمگونی، سوگیری و تحلیل حساسیت بحث می شود و بخش پایانی به بحث و نتیجه گیری می پردازد.
2- روش تحقیق
تحقیق حاضر، اثر برونگرایی بر رضایت شغلی را به روش فراتحلیل بررسی کرده است. فراتحلیل روشی است که با به‌کارگیری روش‌های آماری خاص برای خلاصه کردن نتایج مطالعات مستقل برای یافتن دقیق‌ترین شکل ارتباط بین متغیرهای مورد بررسی استفاده میشود. با روش فراتحلیل می‌توان نتایج پژوهش را باهم ترکیب کرد و روابط تازه‌ای میان پدیده‌های اجتماعی کشف کرد[18]. فراتحلیل نیز مانند همه پژوهشهای نظام‌مند دارای مراحل مشخصی است و در واقع از یک مدل فرآیندی خاصی تبعیت می کند. مراحل فراتحلیل از نظر یکی از اندیشمندان به شرح زیر است: ابتدا سوال پژوهش مشخص میشود و پژوهشهای مربوطه تعیین می گردد. سپس پژوهشهای مورد نظر انتخاب می شود. پس از آن با توجه به مقتضیات پژوهش یکی از دو مدل اثرات ثابت یا اثرات تصادفی انتخاب می شود و در نهایت اثر خلاصه شده محاسبه می گردد و نتایج حاصله با توجه به یافته‌های پژوهشهای انجام شده تفسیر و تعبیر می گردد. مراحل روش تحقیق به صورت فلوچارت در شکل (1) قابل مشاهده است.
شکل (1)- مراحل روش تحقیق
هدف اصلی روش متاآنالیز تعیین اندازه اثر خلاصه شده با ترکیب اطلاعات از مطالعات تحقیقاتی متعدد است. اندازه اثر در فراتحلیل، مقیاسی از شدت و جهت رابطه بین متغیرها است[19]. اندازه اثر همچنین در مطالعات فراتحلیلی گسترش یافته است که یافته‌های یک حوزه خاص مطالعاتی را خلاصه میکند (گریسوم و کیم،2005). کوهن معیاری برای توصیف و برداشت از میزان اندازه اثر ارائه کرده است. بر اساس این معیار، اندازه اثر r برابر با 0.1 به معنی ارتباط کم، 0.3 به معنی ارتباط متوسط و 0.5 به معنی ارتباط زیاد است. همچنین P-Value کوچکتر از 0.05 نشانه معناداری رابطه است و هنگامی که P-Value بزرگتر از 0.05 باشد، معناداری رابطه اثبات نمی‌شود.
جدول(1)- تفسیر اندازه اثر کوهن[20]
| اندازه اثر | d | r |
| اندازه اثر کم | 0.2 | 0.1 |
| اندازه اثر متوسط | 0.5 | 0.3 |
| اندازه اثر زیاد | 0.8 | 0.5 |
2-1- نحوه جستجو و انتخاب مقالات
یک فرآیند استاندارد در انتخاب مقالات برای انجام این مطالعه فراتحلیل در نظر گرفته شد. انتخاب مقالات مورد مطالعه باید بدون سوگیری انجام شود. مراحل فرآیند استفاده شده در این تحقیق، به شرح زیر است:
1- محدودیت انتخاب شده برای سال انتشار مقالات، بین سالهای 2012 الی 2019
2- روش و نحوه جستجوی کلیدواژه‌های مرتبط با موضوع مقالات
3- انتخاب زبان‌های انگلیسی و فارسی برای جستجوی مقالات
4- حذف مقالات تکراری دانلود شده
5- محدود کردن مقالات طبق نوع آن‌ها. فقط مقالات ژورنال‌های علمی معتبر و منتشر شده
6- حذف مقالات غیر قابل دسترس شامل مقالات چاپ نشده، طرح‌های پژوهشی و گزارش‌های علمی و …
7- حذف مقالات کیفی
8- حذف مقالاتی که از روایی و پایایی مناسبی برخوردار نبودند.
9- حذف مقالاتی که با موضوع مورد مطالعه ارتباط مستقیم نداشتند.
جستجوی مقالات در ماه اکتبر 2019 صورت گرفت. جستجو برای مقالات انگلیسی در پایگاه‌های Scopus، ASCE و ScienceDirect انجام شد. برای جلوگیری از سوگیری انتخاب زبان، مقالات فارسی از پایگاه داده مگ – ایران استخراج شدند.
محدودیت سال برای انتخاب مقالات، بین سال 2012 تا 2019 بوده است. با این کار روشن میشود که پژوهش‌ها و مطالعاتی که قبل و بعد از این زمان منتشر شده اند نادیده گرفته نشده‌اند بلکه در قلمرو مطالعه و پژوهش ما قرار نگرفته اند. تعدادی از مقالات بر اثر تکراری بودن حذف شدند و فقط مقالاتی که از منابع و ژورنال‌های معتبر استخراج شده بودند، باقی ماندند. مطالعات و پژوهش‌هایی که نمونه کوچکی را مورد بررسی قرار داده بودند از حوزه فراتحلیل خارج شدند تا بدین وسیله از تاکید بیش از حد بر پژوهشهای کوچک اجتناب شود. مقالات قابل دسترس و مرتبط ، به دو دسته‌ی مقالات کمّی و کیفی تقسیم شدند. مقالات کیفی به دلیل عدم کاربرد در فراتحلیل، حذف شدند. تحقیقات کیفی به دلیل اینکه ذهنی هستند در بررسی متغیرهای اصلی در پژوهشهای انجام شده ناتوان هستند. پس از آن مقالاتی که دارای روایی و پایایی مناسب نبودند نیز حذف شدند. سپس با بررسی متن مقالات، آن دسته از مقالاتی که مرتبط با موضوع مورد مطالعه ما نبودند و یا فرضیه‌های مقاله با فرضیه مد نظر ارتباطی نداشتند و نتیجه لازم را گزارش نکرده بودند نیز حذف شدند. نهایتا 36 مقاله با داده‌های مستقل انتخاب شدند. روند کلی انتخاب مقالات در شکل (2) نشان داده شده است.
| ASCE
(45) |
| مگ-ایران
(111) |
| SCOPUS
(491) |
| ساینس دایرکت (63) |
| مجموع (710) |
| مجموع مقالات شناسایی شده (589) |
| حذف مقالات تکراری (41) |
| مجموع مقالات علمی معتبر (579) |
| حذف طبق نوع مقالات (10) |
| مجموع مقالات معتبر کمّی (445) |
| حذف مقالات غیرقابل دسترس و یا کیفی (134) |
| مقالات معتبر و کمّی (291) |
| حذف مقالات غیر مرتبط، در صورت عدم گزارش روایی و پایایی (154) |
| مقالات منتخب نهایی (36) |
| حذف در بررسی متن و فرضیات (255) |
شکل (2) – روند انتخاب مقالات
2-2- استخراج داده ها
پس از انتخاب مقالات، برای استخراج داده ها از الگوهای زیر استفاده شده است:
1) ضریب همبستگی[5] و سایز نمونه[6]
2) سایز نمونه، t-value و جهت اثر
مقالاتی که در نتایج خود ضریب همبستگی را گزارش نکرده و صرفا عدد β گزارش کرده بودند، با استفاده از رابطه (1)، بتا به ضریب همبستگی تبدیل شد[21].
رابطه (1) :
2-3– آنالیز داده ها
فراتحلیل برای تمامی نتایج انجام شد.به طور کلی، دو رویکرد برای ترکیب و تحلیل نتایج در فراتحلیل وجود دارد: یکی مدل اثرات ثابت و دیگری مدل اثرات تصادفی[20].انتخاب مدل به میزان قابل توجهی به به نوع استنباط هایی که پژوهشگر می خواهد انجام دهد، بستگی دارد. مدل اثرات ثابت، فقط با تغییرات درون پژوهش یا درون مطالعات سروکار دارد و مدل اثرات تصادفی تغییرات بین مطالعه ها و تغییرات درون مطالعه ها را بررسی می کند. برای این پژوهش مدل های اثرات تصادفی مناسب تر شناخته شدند. ناهمگونی داده ها توسط آزمون Q کوکران تعیین شد. وجود سوءگیری انتشار[7] نیز توسط نمودار قیفی[8] و آزمون ایگر بررسی شد. تمام آزمون های آماری توسط نسخه شماره 2 نرم افزار Comprehensive Meta-Analysis (CMA2) انجام شده است.
مفهوم اصلی در فراتحلیل اندازه اثر است که میزان همبستگی بین دو متغیر را نشان می دهد. البته میزان تغییر در متغیر وابسته بر اثر متغیر مستقل را هم می توان اندازه اثر نامید که نشانگر متداول آن ضریب همبستگی است. از میان شاخص های اتدازه اثر می توان به d هگز، d یا g کوهن، r همبستگی گشتاوری پیرسون، z فیشر و … اشاره کرد. d برآوردی از تفاوت بین میانگین گروه های اندازه اثر است، r برآوردی از رابطه بین دو متغیر در قالب همبستگی را نشان می دهد[22]. نتایج حاصل از فراتحلیل به صورت اندازه اثر و با ضریب همبستگی پیرسون گزارش خواهد شد. ضریب همبستگی پیرسون شاخصی برای توصیف شدت و جهت همبستگی بین دو متغیر کمی است که مقداری بین 1- و 1 دارد[23].
اندازه‌های اثر تک تک مطالعات ترکیب میشوند تا اندازه اثر متوسط یا ادغام شده حاصل شود که برآوردی دقیق از روابط بین متغیرها در مقایسه با برآورد روابط آن ها در تک تک این مطالعات است. اندازه اثر هر مطالعه مستقل، قبل از ترکیب با اندازه‌های اثر دیگر مطالعات مستقل، بر اساس اندازه نمونه آن مطالعه وزن‌دهی می شود که در نهایت به صورت یک جدول به همراه نمودار درختی ارائه میشود. این جدول شامل ضریب همبستگی محاسبه شده، بازه خطای مجاز، آماره‌های P-Value و Z-Value و همچنین حد‌های بالا و پایین میباشد.[24].
نمونه‌های آماری مطالعات مستقل معمولا متعلق به جامعه‌های آماری مختلف هستند که به اندازه اثرهای ناهمگون منجر می شود. از طرف دیگر، همگونی اندازه اثرها برای ترکیب مطالعات ضرورت دارد. وجود همگنی در میان داده‌ها بدین معناست که اندازه اثرهای مطالعات وارد شده به فراتحلیل، دارای شباهت هستند و از یک شرایط مشابه پیروی میکنند. وجود ناهمگنی در میان داده‌ها نیز بدان معناست که مطالعات و نمونه‌های آن‌ها مشابه نبوده اند و تحقیقات به صورت تصادفی و غیر مشابه انجام شده‌اند. نتایج بدست آمده از نرم افزار CMA2 به صورت مدل اثرات ثابت و مدل اثرات تصادفی ارائه میشوند. انتخاب این که از کدام رویکرد استفاده کنیم، به میزان ناهمگنی میان داده‌ها بستگی دارد. [24].
مرحله‌ی بعدی در فراتحلیل، بررسی نتایج آزمون Q کوکران برای انتخاب مدل اثرات ثابت یا تصادفی است. آماره Q در قالب توزیع کای دو ( با درجه آزادی df=n-1 که در آن n برابر تعداد مطالعات واردشده به تحلیل است) برای برآورد ناهمگونی اندازه اثرها در مطالعات مختلف محاسبه میشود. ضریب همگونی Q برای آن است که دغدغه احتمال انتخاب نشدن نمونه‌ها از جامعه آماری یکسان را رفع کند. آزمون کوکران مقادیر Q-Value و P-Value را گزارش میدهد. نتیجه‌گیری از این آزمون طبق مقدار P-Value صورت میگیرد. اگر مقدار این آماره، کمتر از 0.05 باشد، به معنای وجود ناهمگنی در میان داده‌ها بوده و باید برای فراتحلیل از نتایج مدل اثرات تصادفی استفاده شود. همچنین اگر آماره P-Value بزرگتر از 0.05 باشد، مدل اثرات ثابت انتخاب خواهد شد[22].
یکی از چالش‌های فراتحلیل وجود سوگیری‌های مختلف است. مطالعه حاضر سوگیری‌های زبان، انتخاب، انتشار و استناد را مورد بررسی قرار داده است. سوگیری زبان هنگامی رخ میدهد که پژوهشگر ممکن است به علت آشنا نبودن با زبان‌های مختلف، فقط یک زبان خاص را مد‌نظر قرار داده و مطالعات به زبان‌های دیگر را بررسی نکرده باشد[25]. این مطالعه برای جلوگیری از سوءگیری زبان، دو زبان را پوشش داده است. سوءگیری انتخاب هنگامی رخ میدهد که پژوهشگر بر اساس قضاوت شخصی و سلیقه خود، مطالعات را انتخاب و یا حذف میکند[26]. این سوءگیری با اتخاذ یک فرآیند مشخص و استاندارد رفع شد. سوگیری انتشار در شرایطی رخ میدهد که پژوهشگران به دلیل کوچک بودن اندازه اثر مطالعات خود و نداشتن شانس برای منتشر شدن، نسبت به مقالاتی که اندازه اثرهای بزرگ یا متوسط دارند، از انتشار آن‌ها صرف‌نظر میکنند. همچنین ممکن است به دلیل جدید بودن تحقیق، آن تحقیق هنوز به مرحله‌ای نرسیده که منتشر شود. تمامی این شرایط، فراتحلیل را تحت اثر سوگیری انتشار قرار میدهد.[24]
همان‌گونه که می‌دانیم تورش انتشار[9] به عنوان یک تهدید برای صحت نتایج مطالعات مروری مطرح است[27]. سوگیری انتشار توسط نمودار قیفی و آزمون ایگر بررسی میگردد. نمودار قیفی برای بررسی شانس بروز سوءگیری در انتشار نتایج کاربرد دارد. محور عمودی این نمودار نشان‌دهنده حجم نمونه مطالعات واردشده و محور افقی آن میزان اثر یافت شده را نشان میدهد. یک خط افقی نشان دهنده مقدار برآوردی شاخص در جامعه (حاصل از فراتحلیل) رسم شده و دو خط مورب قیفی شکل نیز حدود اطمینان 95% مربوط به این شاخص ها را نشان میدهند. استفاده از نمودار قیفی بر این اصل استوار است که هرچه حجم نمونه مطالعات افزایش پیدا کند، احتمال اینکه نتایج مطالعات به نتیجه حقیقی نزدیک تر باشد افزایش پیدا می کند و ازسوی دیگر با کاهش حجم نمونه مطالعات، احتمال اینکه نتایج این مطالعات در محدوده بزرگ تری در اطراف نتیجه واقعی تغییر کنند بیشتر می شود[27]. اگر فرض کنیم به دلیل تورش انتشار تعدادی از این مطالعات حذف شده باشند توقع داریم که قیف رسم شده غیر قرینه باشد. اگر تورش انتشار وجود نداشته باشد، انتظار داریم که نمودار متقارن بوده و مقدار پراکندگی حول اندازه اثر مداخله با افزایش اندازه نمونه کاهش یابد[28].
آزمون ایگر به منظور بررسی اثرات سوءگیری‌ها، به ویژه سوءگیری انتشار به کار گرفته میشود. مبنای روش ایگر این است که اگر تورش انتشار وجود نداشته باشد، انتظار می رود که شیب رگرسیونی به صفر نزدیک شود. نتایج این آزمون محدوده‌ای دارد که هر چقدر فاصله آن بیشتر باشد به این معناست که تعداد داده‌های مطالعه کم بوده است. نتایج آزمون ایگر بر اساس نمودار قیفی بدست آمده و ارائه میشود. آماره ی P-Value در دو حالت یک دامنه و دو دامنه، تقارن یا عدم تقارن را مشخص میسازد. اگر مقدار P-value یک دامنه و دو دامنه در این آزمون کمتر از 0.05 باشد، به معنی تاثیر سوگیری انتشار بر نتایج تحقیق است. اگر شیب به طور معنی داری با صفر اختلاف داشته باشد، نشان دهنده این است که بین اثر مداخله و اندازه نمونه، احتمالا به دلیل تورش انتشار رابطه ای وجود دارد.
سوءگیری استناد، سوءگیری دیگری است، که ممکن است در یک مطالعه فراتحلیل رخ دهد. هنگامی که پژوهشگران صرفا از یک پایگاه داده یا یک مجله به خصوص استفاده کرده باشند و یا به تحقیقات دارای اندازه اثر بزرگتر و معنادار ، نسبت به تحقیقات دارای اندازه اثر کمتر و یا غیر معنادار، بیشتر استناد کرده باشند[29]. مطالعه حاضر برای جلوگیری از این سوءگیری، سه پایگاه داده را مورد بررسی قرار داده است و شدت اندازه اثر گزارش شده در مقالات به عنوان معیار حذف در پروتکل قرار نگرفته است.
مرحله بعدی، ارزیابی و تعدیل سوگیری انتشار با استفاده از روش دوال و توئیدی انجام می شودکه طبق آن طی فرآیندی مشاهدات نامنطبق از نمودار فانل حذف می شوند و به دنبال آن ارزش‌هایی که به مطالعات مفقود داده شده، اضافه میشود.
آزمون N ایمن از خطای روزنتال تعداد تحقیقات گم شده را محاسبه می کند که لازم است به تحلیل‌ها اضافه شود تا عدم معناداری آماری اثر کلی به دست آید.
3– نتایج تحقیق
بخش‌های قبلی این مطالعه تا به این جای کار، مقدمه ای بر دلیل و لزوم انجام فراتحلیل با موضوع مذکور بودند. همچنین مروری بر ادبیات این موضوع انجام شد و نتایج مطالعات پیشین به صورت خلاصه عنوان گردید. روش تحقیق و آزمون‌های مورد استفاده در این مطالعه نیز شرح داده شدند. بخش نتایج ،آمارهای توصیفی و استنباطی را تبیین میکند. ابتدا برای تبیین آمار توصیفی، چگونگی جستجو و حذف مقالات بیان شده و سپس اطلاعات کلی در رابطه با مقالات منتخب و نهایی، ارائه میگردد. آمار استنباطی به مشخصات دقیق تری از مقالات میپردازد و سپس نتایج تحلیل‌ها و آزمون‌های مختلف به صورت تفکیک شده آورده میشود.
3-1- مشخصات مطالعات منتخب
مقالات منتخب در این مقاله با استفاده از یک فرآیند استاندارد و مشخص استخراج شدند. که در نهایت 36 مقاله با 37 داده مستقل انتخاب شدند. این مقالات در بردارنده جامعه‌های آماری مختلفی شامل کارمندان فناوری اطلاعات، دانشجویان شاغل، معلولان شاغل، کارمندان خدمات شبکه‌های اجتماعی، فروشندگان، کارمندان سازمان خدمات عمومی، کارمندان رسمی و قراردادی، کارکنان پزشکی قانونی و … می باشند. تحقیقات منتخب در بازه زمانی سالهای 2012 تا 2019 منتشر شده‌اند که محل انجام این تحقیقات کشورهای مختلفی از جمله جنوب شرقی ایالات متحده،آلمان، کره جنوبی، چین ، انگلستان، جنوب هند، مالزی، سنگاپور و ایران بوده است. ابزار جمع‌آوری داده‌ها در این مطالعات شامل پرسشنامه‌های الکترونیکی و مصاحبه و داده‌های پایگاه های اطلاعاتی بوده است. جدول (2) مشخصات کلی مقالات انتخاب شده، شامل نام خانوادگی اولین نویسنده، سال انتشار، جامعه آماری بررسی شده در تحقیق، محل انجام گرفتن تحقیق و تعداد داده‌های استخراج شده از هر مقاله را ارائه میدهد.
جدول (2) – مشخصات مقالات منتخب
| ردیف | نویسنده | سال انتشار |
جامعه آماری |
محل انجام تحقیق |
تعداد داده های استخراج شده |
| 1 | Khatib[30] | 1394 | کارکنان دانشگاه ولی عصر رفسنجان | ایران | 1 |
| 2 | Bahrami[31] | 1396 | کارکنان پزشکی قانونی لرستان | ایران | 1 |
| 3 | Abdullahi[12] | 1394 | معلولان شاغل الیگودرز | ایران | 1 |
| 4 | Raja Nabeel[10] | 2019 | کارمندان سازمانهای بخش خصوصی | پاکستان | 1 |
| 5 | Fluei Chu[32] | 2019 | مدیران موسسات آموزشی | چین | 1 |
| 6 | Kampkotter[33] | 2016 | کارمندان دولتی و صنایع | پاکستان | 1 |
| 7 | Celik[34] | 2019 | اتحادیه مهندسان و معماران | ترکیه | 2 |
| 8 | Hyu jung Kim[35] | 2016 | کارمندان بخش فناوری اطلاعات | ترکیه | 1 |
| 9 | Ying Wang[36] | 2016 | مدیران بانک ها | پاکستان | 1 |
| 10 | Akkerman[37] | 2018 | سازمان خدماتی مراقبتی | هلند | 1 |
| 11 | Aydogmus[3] | 2016 | سازمان های فناوری اطلاعات | ترکیه | 1 |
| 12 | Bormann[38] | 2018 | واحد های صنعتی | آلمان | 1 |
| 13 | Bui[9] | 2017 | شرکتهای خدماتی بهداشتی،صنایع ملی … | انگلستان | 1 |
| 14 | Duffy[39] | 2012 | دانشجویان شاغل | ایالات متحده | 1 |
| 15 | Elfstrand[8] | 2017 | کارکنان بخش مراقبت از سالمندان | جنوب سوئد | 1 |
| 16 | Hahn[40] | 2015 | انتخاب تصادفی افراد شاغل | آلمان | 1 |
| 17 | Harari[5] | 2018 | دانشجویان شاغل | ایالات متحده | 1 |
| 18 | Huang[6] | 2015 | مدیران شرکت ها | ایالات متحده | 1 |
| 19 | Hurt[41] | 2013 | پزشکان درمانگر اتیسم | ایالات متحده | 1 |
| 20 | Jones[42] | 2015 | کارکنان شرکت های خدمات مالی،حقوقی… | ژوهانسبورگ | 1 |
| 21 | Judge[15] | 2012 | دوقلوهای زن ومرد شاغل | سوئد | 1 |
| 22 | Hyondog Kim[43] | 2014 | کارکنان خدمات شبکه های اجتماعی | کره | 1 |
| 23 | Loveland[44] | 2015 | فروشندگان | ایالات متحده | 1 |
| 24 | Maggiori[45] | 2015 | مدیران ارشد،کارمندان فروش.. | سوئد | 1 |
| 25 | Mathieu[46] | 2013 | سازمان خدمات عمومی | کانادا | 1 |
| 26 | Paleczek[2] | 2018 | سازمانهای مختلف | آلمان | 1 |
| 27 | Perera[47] | 2018 | معلمان | استرالیا | 1 |
| 28 | Rathi[48] | 2016 | کارمندان هتل ها و رستوران ها | جنوب هند | 1 |
| 29 | Smith[49] | 2015 | کارمندان telework | ایالات متحده | 1 |
| 30 | Soh[50] | 2016 | پرسنل خدمات آمبولانس و اورژانس | انگلستان | 1 |
| 31 | Son[51] | 2018 | دانشجویان شاغل | کره جنوبی | 1 |
| 32 | Sulaiman[14] | 2018 | کارمندان موسسات مالی | مالزی | 1 |
| 33 | Templer[52] | 2012 | کارکنان ادارات مختلف | سنگاپور | 1 |
| 34 | Yue yu[53] | 2017 | کارمندان شرکت پتروشیمی | چین | 1 |
| 35 | Zhai[7] | 2013 | کارمندان شهرسازی 6 شهر | چین | 1 |
| 36 | Zimmerman[54] | 2012 | کارمندان شرکت های مختلف | ایالات متحده | 1 |
3-2- اندازه اثر مطالعات
فراتحلیل روش آماری است که برای خلاصه سازی نتایج گروهی از مطالعات فردی به صورت نظام‌مند و با به‌کارگیری اندازه اثر استفاده میشود(فیلیپس و همکاران،2011)[20]. در این بخش به بررسی وضعیت سوگیری انتشار داده‌های تحقیق، با توجه به سطح معناداری از جدول N ایمن از خطا و جداول اصلاح و برازش دوال و توئیدی به همراه آزمون Q کوکران، همگونی یا ناهمگونی اندازه‌های اثر به دست آمده می‌پردازیم. جدول (3)، داده‌ها و یافته‌های آماری مانند تخمین نقطه ای، حد بالا، حد پایین، P-Value و Z-Value مطالعات را نشان میدهد.
جدول (3) – آماره های مطالعات
| ردیف | نام مطالعه | اندازه اثر | حد پایین | حد بالا | z-value | p-value |
| 1 | Khatib | 0.250 | 0.093 | 0.394 | 3.097 | 0.002 |
| 2 | Bahrami | 0.490 | 0.225 | 0.687 | 3.432 | 0.001 |
| 3 | Abdullahi | 0.212 | 0.016 | 0.392 | 2.120 | 0.034 |
| 4 | Raja Nabeel | 0.729 | 0.667 | 0.774 | 17.532 | 0.000 |
| 5 | Fluei Chu | 0.440 | 0.390 | 0.488 | 15.170 | 0.000 |
| 6 | Kampkotter | 0.100 | 0.086 | 0.114 | 14.179 | 0.000 |
| 7 | Celik | 0.005 | (0.093) | 0.103 | 0.100 | 0.921 |
| 8 | Celik | 0.250 | 0.156 | 0.340 | 5.089 | 0.000 |
| 9 | Hyu jung Kim | 0.224 | 0.093 | 0.347 | 3.325 | 0.001 |
| 10 | Ying Wang | 0.180 | 0.126 | 0.233 | 5.419 | 0.000 |
| 11 | Akkerman | 0.060 | (0.123) | 0.239 | 0.641 | 0.521 |
| 12 | Aydogmus | 0.050 | (0.083) | 0.181 | 0.739 | 0.460 |
| 13 | Bormann | 0.160 | (0.008) | 0.319 | 1.868 | 0.052 |
| 14 | Bui | 0.059 | 0.037 | 0.081 | 5.160 | 0.000 |
| 15 | Duffy | 0.100 | (0.029) | 0.226 | 1.518 | 0.129 |
| 16 | Elfstrand | 0.030 | (0.080) | 0.139 | 0.536 | 0.592 |
| 17 | Hahn | 0.130 | 0.052 | 0.207 | 3.253 | 0.001 |
| 18 | Harari | 0.150 | (0.009) | 0.302 | 1.845 | 0.055 |
| 19 | Huang | 0.190 | 0.165 | 0.215 | 14.705 | 0.000 |
| 20 | Hurt | 0.428 | 0.264 | 0.568 | 4.798 | 0.000 |
| 21 | Jones | 0.150 | 0.014 | 0.281 | 2.159 | 0.031 |
| 22 | Judge | 0.110 | 0.030 | 0.189 | 2.685 | 0.007 |
| 23 | Hyondog Kim | 0.190 | 0.140 | 0.239 | 7.321 | 0.000 |
| 24 | Loveland | 0.123 | 0.010 | 0.233 | 2.127 | 0.033 |
| 25 | Maggiori | 0.210 | 0.164 | 0.255 | 8.818 | 0.000 |
| 26 | Mathieu | 0.000 | (0.131) | 0.131 | 0.000 | 1.000 |
| 27 | Paleczek | 0.340 | 0.233 | 0.439 | 5.967 | 0.000 |
| 28 | Perera | 0.113 | 0.031 | 0.193 | 2.712 | 0.007 |
| 29 | Rathi | 0.420 | 0.312 | 0.517 | 7.036 | 0.000 |
| 30 | Smith | 0.460 | 0.337 | 0.535 | 9.707 | 0.000 |
| 31 | Soh | 0.110 | 0.022 | 0.197 | 2.437 | 0.015 |
| 32 | Son | 0.120 | 0.071 | 0.169 | 4.747 | 0.000 |
| 33 | Sulaiman | 0.070 | (0.044) | 0.182 | 1.208 | 0.227 |
| 34 | Templer | 0.240 | 0.139 | 0.336 | 4.586 | 0.000 |
| 35 | Yue yu | 0.130 | 0.009 | 0.247 | 2.108 | 0.035 |
| 36 | Zhai | 0.220 | 0.154 | 0.284 | 6.385 | 0.000 |
| 37 | Zimmerman | 0.170 | 0.068 | 0.268 | 3.253 | 0.001 |
3-3- نتایج فراتحلیل
نتایج تحلیل در هر دو حالت مدل اثرات تصادفی و مدل اثرات ثابت در جدول (4) نشان داده شده است.
جدول (4) – نتایج تحلیل با مدل های اثرات تصادفی و ثابت
| اندازه اثر | حد پایین | حد بالا | z-value | p-value | |
| مدل اندازه اثر ثابت | 0.140 | 0.131 | 0.149 | 31.285 | 0.000 |
| مدل اندازه اثر تصادفی | 0.203 | 0.162 | 0.244 | 9.465 | 0.000 |
يک بخش مهم از هر فراتحليل، آزمون همگني مطالعات است كه براي بررسي اين مفروضه از آزمون Qکوکران استفاده شده است. نتایج حاصل از بررسي آن در جدول (5) نمايش داده شده است.
جدول (5) – نتایج آزمون Q کوکران
| مقدار آزمون Q | درجه‌ی آزادی
(Df) |
سطح معنی داری
(P-Value) |
I-Squared |
| 591.956 | 36 | 0.000 | 93.918 |
با توجه به نتايج حاصل از آزمون Q کوکران به نظر مي رسد درباره‌ی مطالعات (P<0.05) با اطمینان 95% ، فرض صفر مبنی بر ناهمگن بودن مطالعات پذیرفته میشود و فرض همگونی میان پژوهش‌ها رد میشود. یعنی، معنی دار بودن شاخص Q نشان دهنده‌ی وجود ناهمگنی در اندازه اثر پژوهش‌هاست. ضریب مجذور I مقداری از صفر تا 100 دارد و در واقع ناهمگنی را به صورت درصد نشان میدهد. هرچه مقدار این ضریب به 100 درصد نزدیک‌تر باشد، نشان دهنده‌ی ناهمگنی بیشتر اندازه اثر آثار پژوهش‌هاست.در مطالعات مربوط به برونگرایی و رضایت شغلی، نتایج حاصل از مجذور I بیانگر این مطلب است که حدود 94 درصد از تغییرات کل مطالعات به ناهمگنی آن‌ها مربوط است و باید از الگوی آثار تصادفی برای نتایج استفاده کرد.در الگوی اثرات ثابت فرض میشود اندازه اثر واقعی وجود دارد که زیربنای همه تحلیل‌هاست وتفاوت‌های اندازه اثر پژوهشهای اولیه به دلیل خطای نمونه‌گیری است.در مقابل، در الگوی اثرات تصادفی، فرض میشود اندازه اثر واقعی از پژوهشی به پژوهش دیگر در حال تغییر است که یکی از علت‌های آن ممکن است وجود متغیرهای مداخله‌گر در روابط بین متغیرهای وابسته و مستقل باشد[24].
فراتحلیل نشان داد که بین برونگرایی و رضایت شغلی ارتباط معناداری وجود دارد. ضریب همبستگی این ارتباط برابر با 0.203 میباشد (95% CI=0.162 to 0.244;P=0.000). بر اساس معیار کوهن، اندازه اثر برابر با 0.1 کم، 0.3 متوسط و 0.5 زیاد است. طبق این معیار، بدلیل این که اندازه اثر عددی کوچک تر از 0.5 میباشد، نتیجه‌گیری میشود که اندازه اثر متوسط رو به کم است و در عین حال مقدار P-value بدست آمده کوچکتر از 0.05 است. این امر نشان دهنده ی آن است که این ارتباط معنادار است.
3-4- آزمون های سوءگیری
3-4-1- سوءگیری زبان
زمانی که پژوهشگر به دلیل آشنا نبودن با دیگر زبان‌ها فقط از طریق یک زبان به جمع‌آوری اطلاعات بپردازد، سوگیری زبان رخ میدهد. در این مقاله به منظور جلوگیری از این سوگیری، مقالات به دو زبان فارسی و انگلیسی جمع آوری شده‌اند.
3-4-2- سوگیری انتخاب
این سوگیری به دنبال انتخاب و حذف مقالات با سلیقه شخصی پژوهشگر اتفاق می افتد، بنابراین بهترین روش برای محافظت در برابر این تورش آن است که انتخاب مقالات براساس یک پروتکل استاندارد انجام شود. در این پژوهش سعی شده است تا یک فرآیند استاندارد با مراحل مشخص برای جستجو و انتخاب مقالات استفاده شود.
3-4-3- سوءگیری انتشار
این سوگیری از جایی ناشی می شود که برخی پژوهشگران، مطالعات خود را منتشر نمی کنند. برای مثال مرسوم است که همبستگی دو چیز بررسی و نتایج آن منتشر شود، اما در مورد عدم ارتباط بین دو چیز به ندرت تحقیقی صورت می گیرد ویا درصورت بررسی نتایج حاصل از آن منتشر نمی شود.
برای تشخیص تورش انتشار در داده‌های این تحقیق، نمودار قیفی و روش رگرسیونی ایگر بکار گرفته شد. نمودار قیفی برای بررسی شانس بروز سوءگیری در انتشار نتایج کاربرد دارد. آزمون ایگر اثرات سوءگیری‌ها و به ویژه سوءگیری انتشار را بررسی میکند. اگر مقدار P-value یک دامنه و دو دامنه در این آزمون کمتر از 0.05 باشد، به معنی تاثیر سوءگیری انتشار بر نتایج تحقیق است[24]. طبق نتایج حاصل از نمودار قیفی و آزمون ایگر، سوءگیری انتشار در نتایج این تحقیق وجود دارد. نمودار قیفی در شکل (4) نشان داده شده است. اگر مقدار P-value یک دامنه و دو دامنه در آزمون ایگر بیشتر از 0.05 باشد، به معنی عدم تاثیر سوگیری انتشار بر نتایج تحقیق است. (P-value (1-tailed)= 0.00695 & P-value (2-tailed)= 0.01390) بنابراین مشاهده می شود که سوگیری انتشار بر نتایج تحقیق ما تاثیر می گذارد.
شکل (4) – نمودار قیفی و بررسی تقارن مطالعات
3-4-4- سوءگیری استناد
در گذشته پژوهشگران باید به کتابخانه‌های کشورهای مختلف مراجعه کرده و نتایج تحقیقات مختلف را جمع‌بندی می‌کردند تا مقاله متاآنالیز ارائه کنند. در این صورت اگر فقط مقاله‌های یک کتابخانه را بررسی می‌کردند سوگیری در کارشان ایجاد می‌شد. امروزه با استفاده از اینترنت می‌توان این کار را انجام داد و مقالات باید حداقل از سه پایگاه داده جمع‌آوری شوند تا سوگیری استناد ایجاد نشود. مطالعه حاضر برای جلوگیری از این سوءگیری، سه پایگاه داده را مورد بررسی قرار داده است و شدت اندازه اثر گزارش شده در مقالات به عنوان معیار حذف در پروتکل قرار نگرفته است.
3-5- اصلاح برازش با روش دوال و توئیدی[10]
اصلاح برازش دوال و توئیدی روشی است که طی آن برخی نتایج اصلاح میشوند و تعیین میشود چند تحقیق دیگر باید به این مطالعه اضافه شوند تا مشکل سوگیری آن برطرف شود. طبق نتایج بدست آمده از آزمون ایگر چون مقدار P-value بیشتر از 0.05 به دست آمده است، سوگیری انتشار بر نتیجه تحقیقات اثر می‌گذارد. نتایج اصلاح برازش دوال و توئیدی در جدول (6) آورده شده است. لازم به ذکر است که به دلیل استفاده از مدل اثرات تصادفی، نتایج اعلام شده برای اصلاح برازش دوال و توئیدی نیز فقط برای همین مدل ذکر شده اند و از ذکر نتایج مدل اثر ثابت صرف نظر شده است.
جدول (6) – نتایج اصلاح برازش دوال و توئیدی
| سمت راست خط میانی در نمودار قیفی | اثر تصادفی | مقدار Q | |||
| تخمین نقطه ای | حد پایین | حد بالا | تعداد مطالعات مورد نیاز: 0 | ||
| ارزش مشاهدات | 0.20311 | 0.16188 | 0.24363 | 591.95633 | |
| ارزش اصلاح شده | 0.20311 | 0.16188 | 0.24363 | 591.95633 | |
| سمت چپ خط میانی در نمودار قیفی | |||||
| تعداد مطالعات مورد نیاز: 10 | |||||
| ارزش مشاهدات | 0.20311 | 0.16188 | 0.24363 | 591.95633 | |
| ارزش اصلاح شده | 0.12225 | 0.07438 | 0.16956 | 1113.99153 | |
3-6- آزمون Nهای ایمن از خطا
آزمون N ایمن از خطا، تعداد تحقیقات گم شده با میانگین اثر صفر را محاسبه میکند که در صورت اضافه شدن به تحلیل ها، از لحاظ آماری یک اثر کلی غیر معنادار بدست می‌آید و نتایج تغییر میکنند. نتایج آزمون N ایمن از خطای روزنتال در جدول (7) نشان داده شده است. طبق این نتایج، مقدار N ایمن از خطای روزنتال برابر با 8284 است. این مقدار به معنای آن است که تعداد 8284 تحقیق خنثی باید به مطالعات اضافه شوند تا مقدار P-value دو دامنه از 0.05 بیشتر شود و در نتایج نهایی محاسبات و تحلیل‌ها خطایی رخ ندهد. طبق نتایج پژوهش رزنبرگ، تحقیقاتی که مقدارN ایمن از خطا در آن‌ها بیشتر از 500 باشد، اعتبار بالایی دارند. همچنین بر اساس فرمول ارائه شده توسط روزنتال، اگر مقدار N ایمن از خطا در تحقیق حاضر از 8284 بیشتر باشد، این پژوهش دارای اعتبار مناسب و قابل قبولی خواهد بود.
جدول (7) – نتایج آزمون N ایمن از خطای روزنتال
| مقدار Z برای مطالعات مشاهده شده | 29.39200 |
| مقدار P برای مطالعات مشاهده شده | 0 |
| آلفا | 0.05 |
| دنباله | 2 |
| Z برای آلفا | 1.95996 |
| تعداد مطالعات مشاهده شده | 37 |
| تعداد مطالعات گمشده ای که مقدار P را به آلفا میرساند | 8284 |
3-7- تحلیل حساسیت[11]
نتایج تحلیل حساسیت نشان داده که اثر تمام تحقیقات بر نتیجه تحلیل نهایی، نسبتا یکسان است. نتیجه نهایی فراتحلیل اندازه اثر 0.203 را گزارش میدهد و از بین 36 مقاله منتخب، نتیجه‌ی تحلیل حساسیت برای تمامی آن‌ها در بازه‌ای بین 0.182 الی 0.209 است که نسبتا اندازه اثرهای نزدیکی به نتیجه فراتحلیل هستند. همچنین مقادیر P-value بدست آمده در تحلیل حساسیت برای این 37 مورد، نشان‌دهنده‌ی آن هستند که حذف هر یک از این مطالعات از فراتحلیل، نتیجه را دچار تغییر نخواهد کرد. نتایج تحلیل حساسیت در جدول (8) تبیین شده است.
جدول (8) – نتایج تحلیل حساسیت
| ردیف | نام نویسنده | تخمین نقطه ای | حد پایین | حد بالا | z-value | p-value |
| 1 | Khatib | 0.202 | 0.160 | 0.243 | 9.295 | 0.000 |
| 2 | Bahrami | 0.199 | 0.158 | 0.240 | 9.252 | 0.000 |
| 3 | Abdullahi | 0.203 | 0.161 | 0.244 | 9.350 | 0.000 |
| 4 | Raja Nabeel | 0.182 | 0.147 | 0.216 | 10.171 | 0.000 |
| 5 | Fluei Chu | 0.194 | 0.155 | 0.232 | 9.647 | 0.000 |
| 6 | Kampkotter | 0.207 | 0.159 | 0.254 | 8.320 | 0.000 |
| 7 | Celik | 0.209 | 0.167 | 0.250 | 9.592 | 0.000 |
| 8 | Celik | 0.202 | 0.160 | 0.243 | 9.248 | 0.000 |
| 9 | Hyu jung Kim | 0.203 | 0.161 | 0.244 | 9.300 | 0.000 |
| 10 | Ying Wang | 0.204 | 0.161 | 0.246 | 9.214 | 0.000 |
| 11 | Akkerman | 0.206 | 0.164 | 0.247 | 9.491 | 0.000 |
| 12 | Aydogmus | 0.207 | 0.165 | 0.248 | 9.508 | 0.000 |
| 13 | Bormann | 0.204 | 0.162 | 0.245 | 9.384 | 0.000 |
| 14 | Bui | 0.208 | 0.164 | 0.251 | 9.082 | 0.000 |
| 15 | Duffy | 0.206 | 0.164 | 0.247 | 9.438 | 0.000 |
| 16 | Elfstrand | 0.208 | 0.166 | 0.249 | 9.541 | 0.000 |
| 17 | Hahn | 0.205 | 0.163 | 0.247 | 9.349 | 0.000 |
| 18 | Harari | 0.204 | 0.163 | 0.245 | 9.391 | 0.000 |
| 19 | Huang | 0.204 | 0.159 | 0.248 | 8.782 | 0.000 |
| 20 | Hurt | 0.198 | 0.157 | 0.239 | 9.187 | 0.000 |
| 21 | Jones | 0.204 | 0.163 | 0.246 | 9.380 | 0.000 |
| 22 | Judge | 0.206 | 0.164 | 0.247 | 9.383 | 0.000 |
| 23 | Hyondog Kim | 0.204 | 0.161 | 0.245 | 9.187 | 0.000 |
| 24 | Loveland | 0.205 | 0.163 | 0.247 | 9.399 | 0.000 |
| 25 | Maggiori | 0.203 | 0.160 | 0.245 | 9.161 | 0.000 |
| 26 | Mathieu | 0.208 | 0.167 | 0.249 | 9.584 | 0.000 |
| 27 | Paleczek | 0.199 | 0.158 | 0.240 | 9.202 | 0.000 |
| 28 | Perera | 0.206 | 0.164 | 0.247 | 9.381 | 0.000 |
| 29 | Rathi | 0.197 | 0.156 | 0.237 | 9.172 | 0.000 |
| 30 | Smith | 0.195 | 0.154 | 0.235 | 9.232 | 0.000 |
| 31 | Soh | 0.206 | 0.164 | 0.247 | 9.395 | 0.000 |
| 32 | Son | 0.206 | 0.163 | 0.248 | 9.257 | 0.000 |
| 33 | Sulaiman | 0.207 | 0.165 | 0.248 | 9.475 | 0.000 |
| 34 | Templer | 0.202 | 0.160 | 0.243 | 9.261 | 0.000 |
| 35 | Yue yu | 0.205 | 0.163 | 0.246 | 9.395 | 0.000 |
| 36 | Zhai | 0.203 | 0.160 | 0.244 | 9.231 | 0.000 |
| 37 | Zimmerman | 0.204 | 0.162 | 0.245 | 9.331 | 0.000 |
3-8- شناسایی متغیر تعدیلگر
متغیر تعدیلگر[12]، متغیر مستقلی است که نقش ثانویه دارد و محقق مایل است تا اثر آن را در فرآیند آزمون، در کنار متغیر مستقل مطالعه کند. متغیر تعدیلگر عاملی است که توسط پژوهشگر انتخاب، اندازه‌گیری یا دست‌کاری میشود تا مشخص شود تغییر آن موجب تغییر رابطه بین متغیر مستقل و پدیده مشاهده‌شده میشود یا خیر. با مراجعه مجدد به اطلاعات گردآوری شده در چک لیست‌ها و بررسی مجدد فرضیات و متغیرها، شناسایی متغیر تعدیلگر با رویکرد بررسی کشورهای مختلف براساس قاره صورت پذیرفت. با استفاده از مدل اثرات تصادفی نتایج مربوط به کشورهای سایر قاره‌ها به عنوان تعدیلگر پژوهش شناسایی شد.
اندازه اثر تصادفی برای کشورهای عضو سایر قاره‌ها برابر با 0.244 به دست آمد و برای قاره آسیا این اندازه اثر برابر 0.167 اندازه‌گیری شد. طبق این نتایج می‌توان استنباط کرد که در کشورهای عضو قاره آسیا رابطه بسیار کم و معناداری بین برونگرایی و رضایت شغلی وجود دارد و در سایر قاره‌ها این رابطه متوسط رو به کم گزارش شده است. نتایج این تحلیل در جدول شماره(9) آمده است:
جدول (9) – نتایج تحلیل تعدیلگر با مدل اثرات تصادفی
| مدل | محل انجام تحقیق | تخمین نقطه ای | حد پایین | حد بالا | Z-Value | P-Value |
| اثرات تصادفی | سایر قاره ها | 0.244 | 0.167 | 0.318 | 6.060 | 0.000 |
| اثرات تصادفی | قاره آسیا | 0.163 | 0.114 | 0.211 | 0.505 | 0.000 |
4- بحث
تحقیق حاضر، اثر برونگرایی بر رضایت شغلی را به روش فراتحلیل بررسی کرده است. مقالات منتخب در این مقاله با استفاده از یک فرآیند استاندارد و مشخص استخراج شدند. که در نهایت 36 مقاله با 37 داده مستقل انتخاب شدند. تحقیقات منتخب در بازه زمانی سالهای 2012 تا 2019 منتشر شده‌اند که محل انجام این تحقیقات کشورهای مختلفی بوده است. برای این پژوهش مدل های اثرات تصادفی مناسب تر شناخته شدند. ناهمگونی داده ها توسط آزمون Q کوکران تعیین شد. وجود سوءگیری انتشار[13] نیز توسط نمودار قیفی[14] و آزمون ایگر بررسی شد. تمام آزمون های آماری توسط نسخه شماره 2 نرم افزار Comprehensive Meta-Analysis (CMA2) انجام شده است.
نتایج فراتحلیل نشان داد که بین برونگرایی و رضایت شغلی ارتباط معناداری وجود دارد. ضریب همبستگی این ارتباط برابر با 0.203 میباشد. بر اساس معیار کوهن، این اندازه اثر عددی کوچک تر از 0.5 میباشد، که نتیجه‌گیری میشود اندازه اثر متوسط رو به کم است و در عین حال مقدار P-value بدست آمده کوچکتر از 0.05 است. این امر نشان دهنده ی آن است که این ارتباط معنادار است. عبداللهی و همکاران[12] نیز رابطه بین این دو متغیر را با اندازه اثر 0.212 نشان دادند. هیوجانگ کیم و همکاران[35], معناداری این رابطه را با اندازه اثر 0.222 بیان کردند که نتایج این تحقیقات نشان‌دهنده همسویی مطالعات با نتایج فراتحلیل این پژوهش میباشد.
یکی از چالش‌های فراتحلیل وجود سوگیری‌های مختلف است. مطالعه حاضر سوگیری‌های زبان، انتخاب، انتشار و استناد را مورد بررسی قرار داده است. برای تشخیص تورش انتشار در داده‌های این تحقیق، نمودار قیفی و روش رگرسیونی ایگر بکار گرفته شد. طبق نتایج حاصل از نمودار قیفی و آزمون ایگر، سوءگیری انتشار در نتایج این تحقیق وجود دارد. که طبق آزمون دوال و توییدی باید 10 تحقیق دیگر به این مقاله افزوده شود تا سوگیری آن برطرف شود. نتایج آزمون N ایمن از خطای روزنتال برابر با 8284 است. این مقدار به معنای آن است که تعداد 8284 تحقیق خنثی باید به مطالعات اضافه شوند تا مقدار P-value دو دامنه از 0.05 بیشتر شود و در نتایج نهایی محاسبات و تحلیل‌ها خطایی رخ ندهد.
در این پژوهش متغیر تعدیلگر با رویکرد کشورهای مختلف محل انجام تحقیقات شناسایی شد و کشورهای عضو قاره آسیا به عنوان متغیر تعدیلگر شناسایی شدند. اندازه اثر برای کشورهای سایر قاره‌ها برابر 0.244 گزارش شد و این اندازه اثر برای کشورهای عضو قاره آسیا برابر با 0.167 بیان شد که نشان میدهد رابطه بین برونگرایی با رضایت شغلی در قاره آسیا به میزان کم و معنادار وجود دارد این در حالی است که اندازه اثر براساس در نظر گرفتن تمام کشورها 0.203 به دست آمده است.
بررسی ارتباط بین ویژگیهای شخصیتی با رضایت شغلی جایگاه ویژه‌ای را در مطالعات مدیریت منابع انسانی و رفتار سازمانی دارد. ویژگیهای شخصیتی به عنوان عامل مهم و جدانشدنی از شخصیت انسان در محیط سازمانی تأثیر می‌گذارد. بررسی رضایت شغلی افراد یکی از مهمترین عوامل در بهره‌وری سازمان‌ها به شمار می‌رود. عدم رضایت شغلی، پیامدهای رفتاری و سازمانی زیادی دارد که می‌توان به ترک شغل، غیبت، کم‌کاری، فرسودگی شغلی و رفتار پرخاشگرانه اشاره کرد. تلاش مدیران بر این است که کارمندانی را استخدام کنند که نوع شخصیت‌شان بیشترین هماهنگی را با شغل شان داشته باشد. درنتیجه موجب رضایت شغلی آنان شود و بتوانند سازمان را در تحقق اهدافش یاری کنند. اگر افراد در مشاغلی فعالیت کنند که با شخصیت آنان سازگار باشد هم اهداف سازمان برآورده میشود و هم خشنودی شغلی افراد افزایش می‌یابد.
براثر تحقیقات انجام شده در سالهای اخیر بین بسیاری از کشورهای آسیایی، اروپایی و آمریکایی، در بین کارکنان کشورهای اروپایی بیشترین رضایت شغلی دیده میشود که این رضایت شغلی ناشی از امنیت در شغل و قدرت ریسک‌پذیری و اعتماد به نفس در محل کار خود میباشد. همچنین در سالهای اخیر به جهت پیشرفت اقتصادی در چین، میزان تعلق خاطر به شغل روبه‌فزونی است.
اغلب پژوهش‌ها با محدودیت تعمیم نتایج آن‌ها به جامعه مورد نظر و به‌ویژه جوامع دیگر مواجه است که این پژوهش نیز از این امر مستثنی نیست بنابراین، پیشنهاد میشود که تعمیم نتایج آن با احتیاط صورت بگیرد. محدودیت دیگر، زمان موردنظر برای انتخاب مقالات بوده است که بین سالهای 2012 تا 2019 درنظر گرفته شده است. از آنجایی که هم‌خوانی ویژگیهای کار با صفات شخصیتی یکی از عوامل تأثیرگذار در رضایت شغلی افراد است، پیشنهاد میشود تا محققین برای به دست آوردن نتایج دقیق از رابطه بین این دو متغیر به ابعاد مختلف برونگرایی(جرأت ورزی و شور و اشتیاق و …) و رضایت شغلی(ماهیت کار، حقوق وپرداخت،فرصت‌های ارتقا، نظارت و سرپرستی، همکاری شغلی و …) توجه ویژه داشته باشند. همچنین مدیران برای افزایش میزان بهره‌وری سازمان، در واگذاری بخش‌های مختلف به افراد، صفات شخصیتی آنان را مورد توجه قرار دهد.
5- نتیجه گیری
پژوهش حاضر رابطه بین برونگرایی و رضایت شغلی را با سطح اطمینان 95درصد بررسی کرد و در نهایت رابطه بین برونگرایی و رضایت شغلی را مثبت و معنادار و با اندازه اثر 0.203 گزارش نمود. بنابراین می‌توان نتیجه گرفت که برونگرایی بارضایت شغلی رابطه مستقیمی دارد. همچنین در بررسی و تجزیه و تحلیل مطالعات هیچ‌گونه رابطه غیر مستقیم و اثر منفی مشاهده نشد و تمامی اندازه اثرها از اندازه کم و متوسط برخودار بودند. نهایتا با توجه به نتایج فراتحلیل می‌توان نتیجه گرفت که برونگرایی ارتباط معناداری با عملکرد و رضایت شغلی دارد. بُعد شخصیتی برونگرایی، پیش بینی کننده معتبری برای عملکرد و رضایت شغلی است و دیگر ابعاد شخصیتی، تنها در برخی مشاغل و برخی معیارهای شغلی برای پیش بینی عملکرد و رضایت شغلی روایی دارند.
منابع
[1] ف. م. د. ر. روشن, “بررسی رابطه بین ویژگی های شخصیت و رضایت شغلی در افسران پلیس راهور تهران بزرگ,” www.sid.ir, 1389.
[2] D. Paleczek, S. Bergner, and R. Rybnicek, “Predicting career success: is the dark side of personality worth considering?,” J. Manag. Psychol., vol. 33, no. 6, pp. 437–456, 2018, doi: 10.1108/JMP-11-2017-0402. [3] C. Aydogmus, S. M. Camgoz, A. Ergeneli, and O. T. Ekmekci, “Perceptions of transformational leadership and job satisfaction: The roles of personality traits and psychological empowerment,” J. Manag. Organ., vol. 24, no. 1, pp. 81–107, 2018, doi: 10.1017/jmo.2016.59. [4] د. ا. ،. ف. ب. ف. ن. باغبان،, “رابطه بین رضایت شغلی و ویژگی های شخصیتی کارکنان دولتی و غیردولتی جزیره کیش,” فصلنامه روانشناسی کاربردی, vol. دوره1, no. شماره 3, 1386. [5] M. B. Harari, A. H. Thompson, and C. Viswesvaran, “Extraversion and job satisfaction: The role of trait bandwidth and the moderating effect of status goal attainment,” Pers. Individ. Dif., vol. 123, no. September 2017, pp. 14–16, 2018, doi: 10.1016/j.paid.2017.10.041. [6] J. L. Huang et al., “Rethinking the association between extraversion and job satisfaction: The role of interpersonal job context,” J. Occup. Organ. Psychol., vol. 89, no. 3, pp. 683–691, 2016, doi: 10.1111/joop.12138. [7] Q. Zhai, M. Willis, B. O’Shea, Y. Zhai, and Y. Yang, “Big Five personality traits, job satisfaction and subjective wellbeing in China,” Int. J. Psychol., vol. 48, no. 6, pp. 1099–1108, 2013, doi: 10.1080/00207594.2012.732700. [8] T. Elfstrand Corlin and A. Kazemi, “Accounting for job satisfaction: Examining the interplay of person and situation,” Scand. J. Psychol., vol. 58, no. 5, pp. 436–442, 2017, doi: 10.1111/sjop.12384. [9] H. T. M. Bui, “Big five personality traits and job satisfaction: Evidence from a national sample,” J. Gen. Manag., vol. 42, no. 3, pp. 21–30, 2017, doi: 10.1177/0306307016687990. [10] R. N. U. D. Jalal, N. Zeb, and U. E. R. Fayyaz, “The effect of personality traits on employee job satisfaction with moderating role of islamic work ethics,” J. Asian Financ. Econ. Bus., vol. 6, no. 2, pp. 161–171, 2019, doi: 10.13106/jafeb.2019.vol6.no2.161. [11] P. Hatamian, M. A. Farsani, J. Karami, and P. Hatamian, “Predicting job satisfaction based on personality traits and psychological empowerment in employed middle-aged and elderly people,” Iran. J. Ageing, vol. 13, no. 4, pp. 418–427, 2019, doi: 10.32598/SIJA.13.4.418. [12] عبداللهی،؛حسین, بررسی رابطة برونگرایی و درونگرایی با رضایت شغلی شخصیت معلولان شاغل, no. شماره4، مدیریت فرهنگ سازمانی. 1395, pp. 1025–1042. [13] V. Zeigler-Hill, A. Besser, J. Vrabel, and A. E. Noser, “Would you like fries with that? The roles of servers’ personality traits and job performance in the tipping behavior of customers,” Journal of Research in Personality, vol. 57. pp. 110–118, 2015, doi: 10.1016/j.jrp.2015.05.001. [14] A. Sulaiman, K. Y. Shin, and N. Rofaie, “Personality traits and internet addiction among selected financial institution employees,” Int. J. Ethics Syst., vol. 35, no. 2, pp. 260–271, 2019, doi: 10.1108/IJOES-12-2017-0220. [15] T. A. Judge, R. Ilies, and Z. Zhang, “Genetic influences on core self-evaluations, job satisfaction, and work stress: A behavioral genetics mediated model,” Organ. Behav. Hum. Decis. Process., vol. 117, no. 1, pp. 208–220, 2012, doi: 10.1016/j.obhdp.2011.08.005. [16] س. پ. ر. اللهی, “رابطه بین تیپ شخصیتی درونگرایی-برونگرایی با میزان رضایت شغلی و تعهد سازمانی معلمان.pdf.” 1392. [17] س. ن. ه. ا. د. ش. ل. استادی،, “بررسی رابطه ویژگی های شخصیتی و باورهای غیرمنطقی با رضایت شغلی در بین کارکنان شرکت سهامی خاص مخابرات آذربایجان شرقی .pdf.” pp. 39–58, 1389. [18] H. kaviani Afshin Mousavi Chelak, “Meta-analysis of the effectiveness of distance education in higher education learning-teaching activities.pdf.” p. 16, 2018. [19] N. C. and E. Karada, “Introduction-to-Meta-Anaysis.pdf.” p. 11, 2015. [20] س. کریمی, “کاربرد ازمون های اماری در تشخیص خطای انتشار در فراتحلیل.pdf.” 1391. [21] R. A. P. and S. P. Brown, “On the use of beta coefficients in meta-analysis,” J. Appl. Psychol, vol. 90, no. 1, p. 175, 2005. [22] نصراللهی،مختاری، سیدین, “فراتحلیل:رویکردی به تلفیق و ارزشیابی پژوهشهای علم اطلاعات و دانش شناسی.pdf.” p. 26, 1392. [23] K. Pearson, “VII. Note on regression and inheritance in the case of two parents,” Proc. R. Soc. London, vol. 58, no. 347–352, pp. 240–242, 1895. [24] and H. R. R. M. Borenstein, L. V Hedges, J. P. T. Higgins, “Introduction to meta-analysis,” John Wiley Sons, 2011. [25] and C. M. M. Egger, G. D. Smith, M. Schneider, “Bias in meta-analysis detected by a simple, graphical test,” Bmj, vol. 315, no. 7109, pp. 629–634, 1997. [26] M. E. and G. D. Smith, “Meta-analysis bias in location and selection of studies,” Bmj, pp. 61–66, 1998. [27] د. ب. شکیبا, “مرور سیستماتیک.pdf.” 1386. [28] س. م. پور, “بررسی موانع بانکداری الکترونیک در ایران با رویکرد فراتحلیل.pdf.” 1397. [29] and T. V. P. A.-S. Jannot, T. Agoritsas, A. Gayet-Ageron, “Citation bias favoring statistically significant studies was present in medical research,” J. Clin. Epidemiol, vol. 66, no. 3, pp. 296–301, 2013. [30] خ. ناظر،محمد, “رابطة ویژگیهای شخصیتی با شادکامی و رضایت شغلی بین کارکنان دانشگاه ولی عصر (عج) رفسنجان,” مدیریت فرهنگ سازمانی, vol. 14, no. شماره 4, pp. 1161–1180, 1395. [31] H. Forati and L. Dosti, “Investigating the Relationship between characteristic specification and professional satisfaction of forensic medicine employees in Lorestan province , 2014,” Ir J. Forensic Med., vol. 23, no. 2, pp. 95–103, 2017. [32] F. Chu, Y. Fu, and S. Liu, “Organization is also a ‘life form’: Organizational-level personality, job satisfaction, and safety performance of high-speed rail operators,” Accid. Anal. Prev., vol. 125, no. 34, pp. 217–223, 2019, doi: 10.1016/j.aap.2019.01.027. [33] P. Kampkötter, “Performance appraisals and job satisfaction,” Int. J. Hum. Resour. Manag., vol. 28, no. 5, pp. 750–774, 2017, doi: 10.1080/09585192.2015.1109538. [34] G. (Tantekin) Çelik and E. (Laptalı) Oral, “Mediating effect of job satisfaction on the organizational commitment of civil engineers and architects,” Int. J. Constr. Manag., vol. 0, no. 0, pp. 1–17, 2019, doi: 10.1080/15623599.2019.1602578. [35] H. J. Kim, “Influence of the Big Five Personality Traits of IT Workers on Job Satisfaction,” vol. 142, no. Sit, pp. 126–131, 2016, doi: 10.14257/astl.2016.142.23. [36] M. A. Naseem, Y. Wang, H. Zhang, and F. Malik, “Mediating role of socialization towards relationship between personality and job satisfaction,” J. Appl. Bus. Res., vol. 32, no. 5, pp. 1405–1448, 2016, doi: 10.19030/jabr.v32i5.9768. [37] A. Akkerman, S. Kef, and H. P. Meininger, “Job satisfaction of people with intellectual disability: Associations with job characteristics and personality,” Am. J. Intellect. Dev. Disabil., vol. 123, no. 1, pp. 17–32, 2018, doi: 10.1352/1944-7558-123.1.17. [38] K. C. Bormann, U. Poethke, C. Cohrs, and J. Rowold, “Doing bad through being selective in doing good: the role of within-unit variability in ethical leadership,” Eur. J. Work Organ. Psychol., vol. 27, no. 6, pp. 683–699, 2018, doi: 10.1080/1359432X.2018.1491550. [39] R. D. Duffy, M. A. Diemer, J. C. Perry, C. Laurenzi, and C. L. Torrey, “The construction and initial validation of the Work Volition Scale,” J. Vocat. Behav., vol. 80, no. 2, pp. 400–411, 2012, doi: 10.1016/j.jvb.2011.04.002. [40] E. Hahn, J. Gottschling, C. J. König, and F. M. Spinath, “The Heritability of Job Satisfaction Reconsidered: Only Unique Environmental Influences Beyond Personality,” J. Bus. Psychol., vol. 31, no. 2, pp. 217–231, 2016, doi: 10.1007/s10869-015-9413-x. [41] A. A. Hurt, C. L. Grist, L. A. Malesky, and D. M. Mccord, “Personality Traits Associated with Occupational ‘Burnout’ in ABA Therapists,” J. Appl. Res. Intellect. Disabil., vol. 26, no. 4, pp. 299–308, 2013, doi: 10.1111/jar.12043. [42] N. Jones, C. Hill, and C. Henn, “Personality and job satisfaction: Their role in work-related psychological well-being,” J. Psychol. Africa, vol. 25, no. 4, pp. 297–304, 2015, doi: 10.1080/14330237.2015.1078086. [43] H. Kim and Y. W. oo. Chung, “The use of social networking services and their relationship with the big five personality model and job satisfaction in Korea,” Cyberpsychol. Behav. Soc. Netw., vol. 17, no. 10, pp. 658–663, 2014, doi: 10.1089/cyber.2014.0109. [44] J. M. Loveland, J. W. Lounsbury, S. H. Park, and D. W. Jackson, “Are salespeople born or made? Biology, personality, and the career satisfaction of salespeople,” J. Bus. Ind. Mark., vol. 30, no. 2, pp. 233–240, 2015, doi: 10.1108/JBIM-12-2012-0257. [45] C. Maggiori, C. S. Johnston, and J. Rossier, “Contribution of Personality, Job Strain, and Occupational Self-Efficacy to Job Satisfaction in Different Occupational Contexts,” J. Career Dev., vol. 43, no. 3, pp. 244–259, 2016, doi: 10.1177/0894845315597474. [46] C. Mathieu, “Personality and job satisfaction: The role of narcissism,” Pers. Individ. Dif., vol. 55, no. 6, pp. 650–654, 2013, doi: 10.1016/j.paid.2013.05.012. [47] H. N. Perera, H. Granziera, and P. McIlveen, “Profiles of teacher personality and relations with teacher self-efficacy, work engagement, and job satisfaction,” Pers. Individ. Dif., vol. 120, no. April 2017, pp. 171–178, 2018, doi: 10.1016/j.paid.2017.08.034. [48] N. Rathi and K. Lee, “Emotional exhaustion and work attitudes: Moderating effect of personality among frontline hospitality employees,” J. Hum. Resour. Hosp. Tour., vol. 15, no. 3, pp. 231–251, 2016, doi: 10.1080/15332845.2016.1147935. [49] S. A. Smith, A. Patmos, and M. J. Pitts, “Communication and teleworking: A study of communication channel satisfaction, personality, and job satisfaction for teleworking employees,” Int. J. Bus. Commun., vol. 55, no. 1, pp. 44–68, 2018, doi: 10.1177/2329488415589101. [50] M. Soh, A. Zarola, K. Palaiou, and A. Furnham, “Work-related well-being,” Heal. Psychol. Open, vol. 3, no. 1, 2016, doi: 10.1177/2055102916628380. [51] J. Son and C. Ok, “Hangover follows extroverts: Extraversion as a moderator in the curvilinear relationship between newcomers’ organizational tenure and job satisfaction,” J. Vocat. Behav., vol. 110, pp. 72–88, 2019, doi: 10.1016/j.jvb.2018.11.002. [52] K. J. Templer, “Five-Factor Model of Personality and Job Satisfaction: The Importance of Agreeableness in a Tight and Collectivistic Asian Society,” Appl. Psychol., vol. 61, no. 1, pp. 114–129, 2012, doi: 10.1111/j.1464-0597.2011.00459.x. [53] Y. Yu, Y. Wang, and J. Zhang, “Relationship between work–family balance and job satisfaction among employees in China: A moderated mediation model,” PsyCh J., vol. 6, no. 3, pp. 194–204, 2017, doi: 10.1002/pchj.174. [54] R. D. Zimmerman, W. R. Boswell, A. J. Shipp, B. B. Dunford, and J. W. Boudreau, “Explaining the Pathways Between Approach-Avoidance Personality Traits and Employees’ Job Search Behavior,” J. Manage., vol. 38, no. 5, pp. 1450–1475, 2012, doi: 10.1177/0149206310396376.
[1] Meta-Analysis
[2] Extraversion
[3] Job Satisfaction
[4] Personality Characteristics
[5] Correlation
[6] Sample Size
[7] Publication Bias
[8] Funnel Plot
[9] Publication bias
[10] Duval & Tweedie’s trim and fill
[11] Sensitivity Analysis
[12] Moderator Variable
[13] Publication Bias
[14] Funnel Plot
