ترجمه مقاله در زمینه منابع انسانی و اعتماد سازمانی

درک صلاحیت HR. درک صلاحیت HR با استفاده از مقیاس سه آیتمی مبتنی بر بعد صلاحیت مک کروسکی و یانگ (1981) - مقیاس اعتبار منبع- اندازه گیری شده است. مقیاس اصلی مک کروسکی و یانگ از پاسخ دهندگان می پرسد که آنها این منبع را تا چه اندازه «هوشمند»، «آموزش دیده»، «متخصص»، «مطلع»، «با صلاحیت» و «باهوش» می دانند. این شرکت براساس اولویت های گزیده گویی و محتوا، ترجیح داد تا مقیاس را به گونه ای اصلاح کند که از پاسخ دهندگان بخواهد درجه «صلاحیت»، «تخصص» و «تجربه» متخصصان HR در شرکت را نشان دهند. در مطالعه اعتبارسنجی، این مقیاس تجدیدنظر شده سه آیتمی، قابلیت اطمینان خوبی را نشان داد (α = 0.91). همانطور که انتظار می رفت و مشابه روابطی که در بالا در مورد افشا توضیح داده شد، این مقیاس تجدیدنظر شده با کفایت ارتباطات (r = 0.67, p < 0.0001) و کیفیت ارتباطات (r = 0.90, p < 0.0001) رابطه دارد و از روایی همگرا پشتیبانی می نماید و ارتباط معناداری با تعهد مستمر ندارد (r = 0.06, p = 0.33) و از روایی افتراقی پشتیبانی می کند. ضریب آلفا در مطالعه اصلی ما برای زیردستان برابر 0.94 و برای سرپرستان برابر 0.90 بود.

 

سفارش ترجمه تخصصی مدیریت

 

اعتماد سازمانی. معیار چهار آیتمی اعتماد،  از مقیاس هفت آیتمی رابینسون و روسو (1994) بدست آمده است. سه آیتم با کلمات منفی حذف شدند، زیرا ترجیح شرکت آیتم های با کلمات مثبت و مختصر کنار بود. چهار آیتم به شرح ذیل بودند: «من می توانم انتظار داشته باشم که شرکت با من به روشی ثابت و قابل پیش بینی رفتار کند»؛ «این شرکت با من رک و راست است»؛ «من معتقدم این شرکت از یکپارچگی بالایی برخوردار است»؛ و «من معتقدم انگیزه ها و اهداف این شرکت خوب هستند». این مقیاس چهار آیتمی در مطالعه اعتبارسنجی ما، قابلیت اطمینان خوبی را نشان داد (α = 0.91، در مقایسه با مقیاس هفت آیتمی کامل که برابر 0.90 بود). نسخه های چهار آیتمی و هفت آیتمی این مقیاس، به طور مشابه مربوط به افشای اطلاعات (به ترتیب r = 0.51  و 0.45، p < 0.0001)، کیفیت اطلاعات (r = 0.84  و 0.78، p < 0.0001)، صلاحیت HR (r = 0.62  و 0.58، p < 0.0001) و تعهد سازمانی (r = 0.74  و 0.67، p < 0.0001) می باشد و از روایی همگرا پشتیبانی می کند. در ادامه پشتیبانی از روایی افتراقی، اعتماد رابطه معناداری با تعهد مستمر نداشت (r = 0.08, p = 0.14). ضریب آلفای مطالعه اصلی ما برای زیردستان برابر 0.86 و  برای سرپرستان برابر 0.85بود.

تعهد سازمانی تأثیرگذار. تعهد سازمانی تأثیرگذار با استفاده از هفت آیتم پرسشنامه 15 آیتمی تعهد سازمانی (OCQ) مودای و همکارانش(1979) اندازه گیری شد. شرکت این مقیاس را بر سایر مقیاس های تعهد سازمانی موجود ترجیح داد و آیتم های پرسشنامه را به دلیل محتوا و جمله بندی مثبت انتخاب کرد. اگرچهOCQ ، تعهد سازمانی را به طور گسترده تری ثبت می کند، اما هفت آیتم انتخاب شده تعهد عاطفی (برخلاف مستمر یا هنجاری) را منعکس می کنند. ما با استفاده از نمونه اعتبار سنجی مقیاس خودمان، دو تحلیل عاملی اکتشافی (EFA) انجام دادیم تا از جمله دوم پشتیبانی کنیم: یک تحلیل دربردارنده هفت آیتم ما بعلاوه همه آیتم های هر یک از سه بعد تعهد سازمانی آلن و مایر (1990) بود و تحلیل دیگر دربردارنده آیتم های ما و صرفاً آیتم های مربوط به بعد تعهد عاطفی آلن و مایر بود(یعنی آیتم های تعهد هنجاری و مستمر از مطالعه حذف شدند). در هرEFA ، نتایج نشان داد که هفت آیتم ما بر روی عامل یکسانی از آیتم های تعهد عاطفی آلن و مایر بارگذاری شد. بارگذاری آیتم های ما در EFA اول در محدوده 0.60 تا 0.82 (به طور میانگین ​​0.77) و در EFA دوم در محدوده 0.57 تا 0.86 (به طور میانگین ​​0.78) قرار داشت. در مطالعه اعتبار سنجی، مقیاس هفت آیتمی ما از قابلیت اطمینان خوبی برخوردار بود (α = 0.92، در مقایسه برابر 0.90 در مقیاس تعهد عاطفی آلن و مایر). مقیاس ما و آلن و مایر به طور مشابهی مربوط به افشای اطلاعات (به ترتیب r = 0.49 و 0.42، p < 0.0001)، کیفیت اطلاعات(r = 0.67  و 0.53، p < 0.0001) ، صلاحیت HR (r = 0.60  و 0.49 ، p < 0.0001) و اعتماد (r = 0.74 و 0.82، p < 0.0001) بوده و روایی همگرا پشتیبانی می کند. در ادامه پشتیبانی از روایی افتراقی، معیار اندازه گیری تعهد عاطفی ما ارتباط معنی داری با تعهد مستمر نداشت (r = 0.05, p = 0.41). ضریب آلفا برای مطالعه اصلی ما برابر 0.85 بود.

نتایج

برای بررسی روابط فرض شده، از مدل سازی معادلات ساختاری (SEM) با نرم‌افزار لیزرل نسخه 9.2 و برآورد حداکثر درست‌نمایی استفاده کردیم. جدول 1 آمار توصیفی و همبستگی های بین متغیرهای پنهان در این مدل را ارائه می دهد. برای ارزیابی تناسب مدل، شاخص های تناسب از جمله ریشه استاندارد باقیمانده مجذور میانگین (SRMR؛ هو و بنتلر، 1999)، ریشه میانگین مربعات خطاهای تخمین (RMSEA؛ استایگر، 1990)، شاخص برازش غیر استاندارد (NNFI؛ بنتلر و بانت، 1980) و شاخص برازش تطبیقی (CFI؛ بنتلر، 1990) را بررسی نمودیم مدل مفروض برازش خوبی با داده ها دارد (X₆₇₉ ²= 1625.71، SRMR = 0.05، RMSEA = 0.06، NNFI = 0.90، CFI = 0.91). این شاخص های برازش به ویژه با توجه به درجه آزادی زیادی که در مدل وجود دارد، بسیار ترغیب کننده هستند (به عنوان مثال، چئونگ، 2001 ؛ مارش و همکاران، 1998). شکل 1 برآورد مسیر استاندارد شده متغیرهای پنهان مورد بررسی در مدل را نشان می دهد.

تحقیقات قبلی نشان می دهد اعتماد کارکنان به سازمان با تعهد عاطفی کارکنان رابطه مثبت دارد (به عنوان مثال، آری و همکاران، 2002؛ دیرکس و فرین، 2002؛ موکرجی و باتاچاریا، 2013). ضریب مسیر استاندارد شده در شکل 1 از نظر آماری معنی دار و مثبت بود (0.89). این رابطه از تحقیقات قبلی پشتیبانی می کند و نشان می دهد که با افزایش اعتماد کارکنان، تعهد عاطفی آنها نسبت به سازمان نیز افزایش می یابد.

فرضیه 1الف پیش بینی کرد که درک کارکنان از افشا، با اعتماد کارکنان به سازمان رابطه مثبت دارد. ضریب مسیر استاندارد بین درک افشای کارکنان و اعتماد به سازمان (0.25) از نظر آماری معنی دار و مثبت بود، بنابراین از فرضیه 1 الف پشتیبانی می کند. فرضیه 1ب پیش بینی کرد که اعتماد کارکنان به سازمان، میانجی رابطه مثبت بین ادراک کارکنان از افشاگری و تعهد عاطفی می باشد. شکل 1 ضرایب مسیر بین ادراک افشای کارمندان و اعتماد کارکنان به سازمان (0.25) و بین اعتماد کارکنان به سازمان و تعهد عاطفی کارکنان (0.89) را نشان می دهد که هم مثبت و هم معنی دار بودند، بنابراین فرضیه 1ب پشتیبانی می شود.

فرضیه های 2 الف پیش بینی نمودند که درک کارمندان از کیفیت اطلاعات با اعتماد سازمانی رابطه مثبت دارد. شکل 1 بر اساس مسیر مثبت و از نظر آماری معنادار از درک کارکنان از کیفیت اطلاعات تا اعتماد کارکنان به سازمان، از این فرضیه پشتیبانی فراهم می کند (0.54). این امر نشان می دهد که کارکنان با درک اطلاعاتی با کیفیت بالاتر نسبت به افرادی که اطلاعاتی با کیفیت پایین دریافت نموده اند، تمایل بیشتری به اعتماد به سازمان نشان می دهند. فرضیه 2 ب پیش بینی کرد که اعتماد کارکنان، میانجی رابطه مثبت بین کیفیت اطلاعات و تعهد عاطفی خواهد بود.

شکل 1 ضرایب مسیر بین درک کیفیت اطلاعات کارکنان و اعتماد کارکنان به سازمان (0.54)، و ضرایب بین اعتماد کارکنان به سازمان و تعهد عاطفی کارکنان (0.89) را نشان می دهد که هم مثبت و هم معنی دار بودند، بنابراین از فرضیه 2ب پشتیبانی می شود.

فرضیه 3 الف پیش بینی کرد که درک کارکنان از صلاحیت HR با اعتماد آنها به سازمان رابطه مثبت دارد. نتایج ما نشان می دهد که مسیر بین درک کارکنان از صلاحیت HR و اعتماد کارکنان (0.17) هم مثبت و هم معنی دار بوده است. این امر از فرضیه 3 الف پشتیبانی می کند و نشان می دهد که با افزایش درک کارکنان از صلاحیت HR، آنها اعتماد بیشتری نسبت به سازمان ارائه می دهند. فرضیه 3 ب پیش بینی کرد که اعتماد کارکنان به سازمان، میانجی رابطه بین درک صلاحیت HR و تعهد عاطفی می باشد. شکل 1 ضرایب مسیر بین درک صلاحیت HR و اعتماد به سازمان (0.17) و ضرایب مسیر بین اعتماد و تعهد عاطفی (0.89) کارکنان را نشان می دهد که مثبت و معنی دار می باشد، بنابراین فرضیه 3 ب  پشتیبانی می شود.

ما یک مدل اضافی برای بررسی میانجی جزئی اجرا کردیم. به طور خاص، سه مسیر جدید در مورد درک صلاحیت HR کارکنان، کیفیت اطلاعات و افشای اطلاعات را در تعهد سازمانی عاطفی گنجاندیم. در این مدل، اعتماد سازمانی کارکنان صرفاً تاحدی بر تأثیر این سه ساختار بر تعهد سازمانی عاطفی، دخالت داشت. در مدل نسبتاً میانجی، هیچ مسیر معناداری از درک صلاحیت HR کارکنان، درک کیفیت اطلاعات کارکنان و درک کارکنان از افشا، در تعهد سازمانی عاطفی وجود نداشت. با این حال، مسیرهای میانجی همچنان معنی دار بودند. برای بررسی اینکه کدام مدل بهترین برازش را با داده ها دارد، آزمون اختلاف کای دو را انجام دادیم. ما مدل فرضی خود (X₆₇₉ ²= 1625.71) را با مدل نسبتاً میانجی (X₆₇₆ ²= 1622.42) مقایسه کردیم. نتیجه اختلاف کای دو برابر 3.29 بود. ارزش حیاتی کای دو با df 3 برابر 7.82 بود. بنابراین، ما هیچ تفاوت معنی داری بین دو مدل پیدا نکردیم، این امر نشان می دهد که برازش هر دو مدل با داده ها به یک اندازه می باشد. در نتیجه این آزمون، متوجه می شویم که گنجاندن پارامترهای اضافی، موجب بهبود برازش مدل نمی شود و مدل جزئی تر (مدل فرضی و کاملاً میانجی ما) مناسب ترین می باشد.

ما یک مدل اضافی را آزمایش کردیم تا میانجی حذف شود و فقط اثرات مستقیم بررسی گردد. این مدل همان مدل فرضی ما بود، اما در آن اعتماد سازمانی کارمندان به عنوان میانجی حذف شد و فقط تأثیرات مستقیم کارکنان در موقعیتی گنجانده شد که درک صلاحیت HR، کیفیت اطلاعات، افشای اطلاعات و اعتماد سازمانی کارکنان توانست تعهد سازمانی عاطفی را بدون مداخله پیش بینی کند. در این مدل، تأثیرات مستقیم ناشی از درک صلاحیت HR، کیفیت اطلاعات و افشاگری معنی دار نبود. مسیرهای اعتماد سازمانی سرپرست و اعتماد سازمانی کارکنان همچنان معنی دار بودند. برای بررسی اینکه کدام مدل بهترین برازش را با داده ها دارد، آزمون اختلاف کای دو را انجام دادیم.

مدل فرضی خود (X₆₇₆²= 1622.42) را با مدل تأثیرات مستقیم (X₆₇₃ ²= 1621.42) مقایسه کردیم. ارزش بحرانی کای دو با df 3 برابر 12.59 بود. تفاوت بین دو مدل ما فقط 4.29 بود، این امر نشان می دهد که تفاوت معنی داری بین این دو مدل وجود ندارد و برازش هر دو مدل با داده ها به یک اندازه می باشد. بنابراین، پارامترهای اضافی برآورد شده در مدل دارای تاثیرات مستقیم را می توان حذف کرد و مدل جزئی تر را پذیرفت.

فرضیه های 4 الف، 4 ب و 4 ج پیش بینی کردند که درک سرپرستان از افشا، درک سرپرستان از کیفیت اطلاعات و درک سرپرستان از صلاحیت HR هر یک با اعتماد آنها به سازمان رابطه مثبت دارد. همانطور که در شکل 1 نشان داده شده است، مسیرهای درک سرپرستان از افشای اطلاعات (0.33)، درک سرپرستان از کیفیت اطلاعات (0.49) و درک سرپرستان از صلاحیت HR (0.21)، هر کدام از نظر آماری معنی دار و مثبت هستند. بنابراین، ما شواهدی را پیدا می کنیم که نشان می دهد درک سرپرست از افشای اطلاعات، درک کیفیت اطلاعات و درک صلاحیت HR منجر به بهبود اعتماد به سازمان سرپرستان شده است. این یافته ها از فرضیه های  4الف، 4 ب و 4ج پشتیبانی می کنند.

فرضیه 5 پیش بینی کرد که اعتماد سرپرست به سازمان با تعهد عاطفی کارکنان رابطه مثبت دارد. شکل 1 نشان می دهد که مسیر بین اعتماد سرپرست و تعهد عاطفی کارکنان (0.07) هم مثبت بوده و هم معنی دار بوده است. این نتیجه از فرضیه 5 پشتیبانی می کند و نشان می دهد که تعهد کارکنان نه تنها تحت تأثیر اعتماد خودشان به سازمان، بلکه تحت تاثیر اعتماد سرپرستان آنها به سازمان قرار دارد.

بحث و بررسی

هدف از این مطالعه، بررسی تأثیر درک عوامل سازمانی  توسط کارکنان بر اعتماد و تعهد عاطفی آنها نسبت به سازمان بود. مطالعه ما شواهد بیشتری از رابطه بین اعتماد کارکنان و تعهد عاطفی ارائه می دهد (به عنوان مثال، آریایی و همکاران، 2002؛ دیرک و فرین، 2002؛ موکرجی و باتاچاریا)، اما مهمتر از آن، پشتیبانی از سیگنال های مهم از بالا به پایینی می باشد که این اعتماد تعهد ساز را تحت تأثیر قرار می دهد. ما در نمونه ای شامل سرپرست و کارمندان زیرمجموعه، دریافتیم که درک کارمندان از افشای اطلاعات، کیفیت اطلاعات و صلاحیت HR از طریق افزایش سطح اعتماد کارکنان، منجر به تعهد عاطفی می شود. این نتایج حاکی از آن است که سازمانی که از طریق برخورداری از متخصصان ذی صلاح HR و توزیع اطلاعات با کیفیت بالا، سیگنال های قابل اعتماد را ارسال می کند، پاداشش می تواند کارکنان متعهدتر باشد. علاوه بر این، دریافتیم که وقتی اعتماد کارمندان نسبت به مدیرانشان در سازمان بیشتر باشد، تعهد بیشتری را گزارش می نمایند. روی هم رفته، نتایج ما اهمیت سیگنال های اعتماد از بالا به پایین را در ایجاد تعهد عاطفی کارکنان نشان می دهد. از دیدگاه سازمان، هزینه ای که صرف ارائه سیگنال در مورد قابلیت اعتماد می شود، از طریق مزیت هایی که تعهد کارمندان به همراه دارد، توجیه می شود.

پیامدهای نظری و عملی

این مطالعه سهم مهمی در پیشینه پؤوهش HR دارد. برای شروع، با توجه به اینکه مطالعه حاضر بر تعهد عاطفی سازمانی متمرکز می باشد، نظریه سیگنالینگ را فراتر از استخدام و به مراحل مکمل چرخه زندگی اشتغال می برد. نظریه سیگنالینگ در ابتدا برای پرداختن به چشم اندازهای بالقوه کارفرمایان نسبت به ویژگی های غیرقابل مشاهده متقاضیان کار ایجاد شد (اسپنس، 1973). بعدها مطالعه در زمینه استخدام (به عنوان مثال راینز، 1991) به سمت دیدگاه متقاضی رفت و سیگنال هایی را از سازمان مورد بررسی قرار گرفت که می توانست به اهداف، اقدامات و ویژگی های آن اشاره کند. تحقیقات اخیر خواستار آن است که  برای حفظ (و نه جذب) کارکنان واجد شرایط به اهمیت سیگنال های سازمانی، به عنوان مثال، ایجاد تعهد کارکنان از طریق سیگنال های مسئولیت محیطی شرکت (داگل و هولتبروژ، 2014) و تقویت قراردادهای روانشناختی از طریق آموزش، ارزیابی و پاداش توجه شود (سوازو و همکاران، 2009). در واقع، تحقیقات نشان می دهد که سیگنال های اطلاعاتی پس از استخدام (به ویژه آیتم هایی که در مورد شفافیت هستند) حتی بیشتر از سیگنال های ارسال شده در هنگام استخدام با حفظ کارکنان در ارتباطند (ارنست و همکاران، 2011). مطالعه ما شفافیت را به عنوان یک سیگنال پس از استخدام اضافه می کند که باید از طریق تعهد عاطفی برای حفظ کارکنان پشتیبانی شود.

علاوه بر این، مطالعه ما همپوشانی و هم افزایی بالقوه بین مطالعات انجام شده در مورد عدالت اطلاعاتی و شفافیت سازمانی را برجسته می کند –از آنجا که هر یک به موضوع ارتباط و اعتماد می پردازند -و شکاف های موجود در هر یک را پر می کند. در حالی که ساختار گسترده تری از عدالت سازمانی در رابطه با اعتماد مورد مطالعه قرار گرفته است (کلکیت و همکاران، 2013؛ جیانگ و همکاران، 2017)، اما علی رغم خیرخواهی صریح و تمرکز بر صداقت، توجه کمتری به رابطه اعتماد و بعد عدالت مبتنی بر محتوای ارتباطات -عدالت اطلاعاتی- شده است (بیس و موگ، 1986؛ کوکیت و رودل، 2011). درجایی که رابطه اعتماد/عدالت اطلاعاتی مورد بررسی قرار گرفته است، تمرکز هم بر زیردست/ هم بر سرپرست بوده است، نه بر درک سازمان (فریزیر و همکاران، 2010) و ساختار عدالت اطلاعاتی، توانایی مولفه قابلیت اطمینان را ثبت نمی کند. مدل شفافیت سازمانی شناکنبرگ و توملینسون (2016)، مولفه توانایی و تمرکز بر سطح سازمان را بهمطالعه اضافه می کند و پیشنهاد می دهد که ارتباطات سازمانی از طریق افشای اطلاعات، صراحت و دقت، منجر به اعتماد می شود. در حالی که مورد دوم دانش ارائه شده در مطالعات مربوط به عدالت را گسترش می دهد، شناکنبرگ و تاملینسون به جای پشتیبانی تجربی، به پشتیبانی نظری می پردازند و به مفاهیم تعهد کارمندان نمی پردازند. با تلفیق این دو دیدگاه، شاهد اهمیت هر یک از سیگنال های جنبه قابلیت اعتماد در ایجاد تعهد عاطفی کارکنان از طریق اعتماد به سازمان می باشیم.

یافته های ما پیامدهای عملی نیز دارد. به طور گسترده، مطالعه ما اهمیت سرمایه گذاری بر سیگنال های ارتباطی خیرخواهانه، یکپارچگی و توانایی از بالا به پایین سازمان را برجسته می کند. یافته های ما نشان می دهد که ارتباطات سازمان -در اینجا، افشای اطلاعات و کیفیت و صلاحیت پیام رسان (یعنی HR)- به کارمندان نشان می دهد که آیا سازمان شایسته اعتماد آنها است یا خیر. از دیدگاه کارمند، این سیگنال ها عدم تقارن اطلاعاتی آنها با سازمان را کاهش می دهد. کسانی که این سیگنال ها را به معنای نیت مثبت سازمان می دانند، بیش از دیگران متعهد به آن هستند. متخصصان باید توجه زیادی به روش های درک قابلیت اطمینان سازمان داشته باشند و مطالعه ما راه هایی در مورد ارائه سیگنال در مورد این روش ها ارائه می دهد. سازمان با ایجاد یک تیم HR مناسب و تمرکز بر ارتباط شفاف با کارمندان، می تواند سیگنال هایی از نیت مثبت را به سمت آنها بفرستد. این مطالعه از این مفهوم که سرمایه گذاری های انجام شده بر روی پیشرفت و ارتباطات کارکنان HR می تواند بسیار ارزشمند باشد، پشتیبانی می کند -هزینه های سیگنال دهی قابلیت اطمینان را می توان از طریق تعهد عاطفی کارکنان بازپرداخت کرد. علاوه بر این، ما دریافتیم که سرپرستان به خودی خود برای کارمندان به عنوان سیگنال های قابل اعتماد سازمان عمل می کنند. زیردستان، سرپرستان خود را بعنوان مفسران پیام سازمان نگاه می کنند (به عنوان مثال، جیانگ و همکاران، 2015؛ کوزلووکسی و دوهرتی، 1989). بنابراین، سازمان هایی که تمرکز آنها بر ایجاد اعتماد سازمانی در بین مدیرانشان است، باید کارکنان متعهد بیشتری داشته باشند. در حالی که سازمان ها و همچنین کارمندان آنها باید از بینشی که یافته های ما ارائه می دهند، بهره مند شوند. رابطه بین تعهد سازمانی و کیفیت زندگی کاری به خوبی پشتیبانی شده است (به عنوان مثال، بالا و همکاران، 2019؛ هوانگ و همکاران، 2007؛ ژائو و همکاران، 2013). همچنین تحقیقات حاکی از آن است که سطح بالاتر تعهد عاطفی، به کاهش اثرات استرس زای کار و بهزیستی روانشناختی کمک می کند (اوگبونایا، 2019؛ ریوکین و همکاران، 2015). این امر نشان می دهد که سرمایه گذاری های سازمانی بر سیگنال های قابل اطمینان می تواند به طور غیر مستقیم کیفیت زندگی کاری و بهزیستی روانشناختی کارکنان را بهبود بخشد، در نتیجه از نظر روانشناختی به یک نیروی کار سالم تر کمک می کند.

محدودیت ها و تحقیقات آینده

در حالی که مطالعه ما کمک های مهمی به مطالعات HR ارائه می دهد، اما عاری از محدودیت نیست. برای شروع، این مطالعه از داده های مقطعی و خود گزارشی استفاده می کند. برای کاهش برخی از نگرانی های مربوط به این نوع داده ها (کانوی و لنس، 2010؛ پودساکوف و همکاران، 2003)، اقدامات خود را مبتنی بر مقیاس های از پیش موجود قرار دادیم (و قابلیت اطمینان و اعتبار نسخه های بازبینی شده را تعیین کردیم) و سوالات نظرسنجی را تصادفی کردیم. بعلاوه، از آنجا که مقیاس های گنجانده شده برای سنجش درک و نگرش های فردی در نظر گرفته شده بودند، لذا مقیاس های خودسنجی مناسب ترین ساختار هایی هستند که مورد مطالعه قرار دادیم. علاوه بر این، گنجاندن گزارش های متغیر در مورد سرپرست و زیردست در برخی از آزمون های فرضیه، به برخی از نگرانی ها در مورد گزارش خودسنجی کمک می کند. با این وجود، ما محققان آینده را تشویق می کنیم تا روابط را به طور طولی بررسی کنند.

علاوه بر این، استدلال های ما بر این مفهوم استوار است که درک افشای اطلاعات، کیفیت اطلاعات و صلاحیت HR منجر به اعتماد به سازمان می شود، زیرا آنها سیگنال های خیرخواهی، یکپارچگی و توانایی سازمان را ارسال می کنند؛ با این حال، ما به طور مستقیم مولفه های قابلیت اطمینان را اندازه گیری نمی کنیم. در اینجا مکانیسم میانجی بر اساس مدل شناکنبرگ و تاملینسون (2016) در نظر گرفته شده است. تحقیقات آینده باید دربردارنده یکی از مقیاس های قابلیت اطمینان باشد و هر یک از مولفه های متمایز را ثبت می کند (به عنوان مثال مایر و دیویس، 1999) و ارزیابی کند که آیا هر یک از این مولفه ها در رابطه بین عوامل ارتباطی و اعتماد دخالت دارد و همچنین ارتباط بین هر یک از مولفه ها و تعهد عاطفی را تأیید کند.

همچنین، این مطالعه از داده های جمع آوری شده از یک سازمان در جنوب شرقی ایالات متحده استفاده می کند. از آنجا که داگل و هولتبروژ (2014) دریافتند  سیگنال های مربوط به مسئولیت محیطی شرکت ها بر تعهد کارمندان چهار کشور (چین، آلمان، هند و ایالات متحده) تأثیر مثبت دارد، مطالعه آنها نشان می دهد که اثرات سیگنالینگ سازمانی می تواند جهانی باشد. تحقیقات آینده به منظور افزایش تعمیم پذیری یافته های فعلی، باید این روابط را در سراسر جهان بررسی کند تا مشخص شود آیا از یک فرهنگ تا فرهنگ دیگر مغایرتی وجود دارد. سرانجام، مطالعه حاضر به روابط خطی مربوط به سیگنال های سازمانی و اعتماد و تعهد کارکنان توجه نمود. این مطالعه نقطه ای را که در آن هزینه سیگنال بیشتر از مزایای آن بود، بررسی نکرد. به عنوان مثال، تحقیقات آینده می تواند، نقطه ای را تعیین کند که در آن شفافیت و صلاحیت HR دیگر منجر به منافع شرکت نمی شود (به عنوان مثال، سرریز داده‌ها) یا نقطه ای که اطلاعاتی که نقطه مثبتی برای سازمان ندارند، به طور گسترده تر تأثیر زیان آوری بر دلبستگی سازمانی و به طور خاص تعهد سازمانی می گذارد.