Experimental Evidence on the Relationship between Public Service Motivation and Job Performance

מילות מפתח: הנעה בשירות הציבורי (הש”צ) (public service motivation (PSM) ) ; ביצועים בעבודה (job performance); מגע עם מוטבים (contact with beneficiaries); התערבות המחוללת שכנוע עצמי (self-persuasive interventions); התמדה (persistence); תפוקה (output); פריון (productivity); ערנות (vigilance);  תחושת יעילות (self-efficacy), מודעות (consciousness )

מאמר זה מגיב לקריאות האחרונות למחקר ניסיוני על הקשר בין מוטיבציה לשירות הציבורי (PSM / הש”צ) וביצועים בעבודה. המחבר ערך ניסוי שטח עם מדגם של אחיות בבית חולים ציבורי באיטליה כדי לחקור את יחסי הגומלין בין ביצועי עבודה, PSM ושני מצבים: חשיפה למגע עם מוטבים והתערבויות לשכנוע עצמי. לשני הטיפולים היו השפעות חיוביות על התמדה, תפוקה, פרודוקטיביות וערנות של המשתתפים. קו ההתחלה למוטיבציה לשירות הציבורי חיזק את ההשפעות החיוביות הללו. יתר על כן, שני המצבים גרמו לעלייה ב-PSM שתווך חלקית את ההשפעות החיוביות של מגע עם מוטב ושכנוע עצמי על ביצועי העבודה. נדונות ההשלכות של ממצאי הניסוי על התיאוריה והפרקטיקה.

במחקר זה, אנו שואפים לשפוך יותר אור על הקשר בין PSM וביצועי עבודה.

מאז פרי וווייז הגדירו את המוטיבציה לשירות ציבורי (PSM) כ”נטייה של אדם להגיב למניעים המבוססים בעיקר או באופן ייחודי במוסדות וארגונים ציבוריים” (1990, 368), מחקר PSM פרח לתחום מחקר תוסס (Perry and Hondeghem 2008). במשך הזמן, חוקרים הציעו שלוש וריאציות עיקריות על אותו נושא (Perry, Hondeghem, and Wise 2010). ברואר וסלדן ניסחו מחדש את המושג PSM כ”כוח המוטיבציה שגורם לאנשים לבצע… שירות ציבורי, קהילתי וחברתי משמעותי” (1998, 417). באותו קו, רייני ושטיינבואר התייחסו ל-PSM כאל “מוטיבציה כללית, אלטרואיסטית המשרתת את האינטרסים של קהילת אנשים, מדינה, אומה או אנושיות” (1999, 20). הגדרה עדכנית יותר של ונדנביל כללה “אמונה, ערכים ועמדות החורגים מאינטרס אישי ואינטרס ארגוני, הנוגעים לאינטרס של ישות פוליטית גדולה יותר” (2007, 547). מאז ייסודו, מחקר PSM שילב את ההנחה (לעיתים קרובות הלא מוצהרת) של-PSM עשויה להיות השפעה חיובית על הביצועים. במהלך שני העשורים האחרונים, השפעת PSM על ביצועי העבודה והארגון הפכה לנושא נחקר מאוד במחקרי מינהל ציבורי (למשל, Brewer 2010; Petrovsky 2009; Ritz 2009). עם זאת, למרות מספר גדל והולך של ספרות המצביע על כך ש-PSM עשוי להגביר את הביצועים, סיבתיות נותרה לא ברורה בגלל היעדר ראיות ניסיוניות (Wright and Grant 2010). במחקר זה, אנו שואפים לשפוך אור נוסף על הקשר בין PSM וביצועי עבודה באמצעות עיצוב מחקר ניסויי. אנו מתחילים בסקירת הספרות המתייחסת לקשר PSM–ביצועי עבודה. לאחר מכן נמחיש את שאלות המחקר והשערותינו. אנו ממשיכים לתאר את ניסוי השדה שערכנו כדי לבחון את ההשערות שלנו ולסיים בדיון על הממצאים שלנו והשלכותיהם על התיאוריה והפרקטיקה.

מוטיבציה וביצועי עבודה בשירות הציבורי

במאמרם המכונן, Perry and Wise (1990) טענו שאנשים עם מוטיבציה גבוהה יותר לשירות הציבורי צפויים להראות ביצועים טובים יותר בעבודה במגזר הציבורי. משרות במגזר הציבורי, נטען, מתאפיינות בתכונות כמו חשיבות משימות גבוהה, מתן לאנשים בעלי מוטיבציה לשירות הציבורי הזדמנויות רבות יותר להגשים את ערכי החמלה, הקרבה עצמית ומחויבות לאינטרס הציבורי ולקביעת מדיניות, ובכך מביאים למוטיבציה פנימית יותר בהשוואה לעבודה במגזר הפרטי. מאז המאמר של פרי וווייז משנת 1990, קומץ של חוקרים בדקו את הקשר בין ביצועי עבודה ו-PSM או מבנים הקשורים זה לזה. טיפולוגיה ראשונה של מחקרים חקרה את הקשר הישיר בין PSM לביצועי עבודה. בהתבסס על נתוני סקר חתך של כ-10,000 עובדים פדרליים בארה”ב, Naff ו-Crum (1999) מצאו קשר חיובי בין PSM ודירוגי ביצועים בודדים שדיווחו על עצמם. תוצאה זו אוששה חלקית על ידי מחקר שלאחר מכן של אלונסו ולואיס (2001) תוך שימוש בתגובות של כ-35,000 עובדי צווארון לבן פדרליים לסקר מ-1991 של עובדים פדרליים ולסקר עקרונות הכשרון של 1996. כמו נאף וקראם (1999), אלונזו ולואיס  (2001) מצאו קשר חיובי בין PSM ודירוגי ביצועים מדווחים עצמיים במערך הנתונים של 1996; עם זאת, לא ניכר קשר משמעותי בין הערכת שירות לאחרים לבין הערכות ביצועים במערך הנתונים של 1991. יתרה מכך, הקשר בין PSM לרמת כיתה התברר כשליל במערך הנתונים של 1991 ולא משמעותי במערך הנתונים של 1996. בעוד שמחקרים קודמים הסתמכו על נתוני ביצועים שדיווחו על עצמם, מאמר עדכני יותר מאת אנדרסן וסריצילב (2012) שופך אור על הקשר בין מחויבות לאינטרס הציבורי – אחד מארבעת המימדים של PSM (Perry 1996) – והתנהגות בפועל במדגם של 556 פיזיותרפיסטים דנים בתרגול פרטי. בהשוואה לעמיתיהם, פיזיותרפיסטים שדיווחו בעצמם על מחויבות חזקה יותר לאינטרס הציבורי נטו לאחוז גבוה יותר של חולים נכים. לדברי המחברים, ניתן לראות באחוז החולים הנכים כמייצג של ביצועים אינדיבידואליים – מבחינת תרומה לחברה – כי חולים עם מוגבלות נזקקים יותר אך פחות רוחיים כלכלית ותובעים יותר זמן לטיפול מאשר חולים רגילים.

טיפולוגיה שנייה של מחקרים בדקה את הקשר בין PSM לבין ביצועי עבודה כפי שמתווכים על ידי משתנים אחרים. באמצעות מדגם של 205 עובדי שירותי בריאות ציבוריים, שנלקחו באופן אקראי משלושה ארגונים ציבוריים בשלוש מדינות ובשלוש רמות ממשל, Bright (2007) מצא קשר חיובי בין PSM לביצועים מדיווחים עצמיים; עם זאת, קשר זה הפך לחסר משמעות כאשר נלקחה בחשבון התאמה בין אדם לארגון. בניגוד לניתוח של ברייט, לייסינק וסטיין (2008) של מדגם של 4,130 עובדי ציבור הולנדים, בכל רמות הממשלה ובשונות

סוגי שירותים, מצאו כי התאמה בין אדם לארגון לא תיווכה את הקשר בין PSM לבין שלושה משתני תוצאה הקשורים לביצועים (מחויבות, נכונות להתאמץ וביצועים נתפסים בעבודה). מחקר של ונדנביל (2009) על נתונים משירות המדינה הפלמי זיהה גם קשר ישיר בין PSM וביצועים מדיווחים עצמיים וגם קשר עקיף המתווך על ידי שביעות רצון בעבודה ומחויבות נורמטיבית ואפקטיבית.

טיפולוגיה שלישית של מחקרים שופכת אור על הקשרים בין PSM וביצועי עבודה, אם כי ספרות זו אינה משתמשת במפורש בשני המבנים הללו. שימוש בנתונים של 1989 ו-1998 מהסקר החברתי הכללי, פרנק ולואיס (2004) מצאו קשר חיובי בין ביצוע עבודה מעניינת המאפשרת לעזור לאחרים לבין דיווח עצמי על מאמץ עבודה. נראה שהאפקט הזה לא היה שונה בין עובדי המגזר הציבורי והפרטי. בהתבסס על נתוני סקר ממדגם של 1,538 מנהלים בכירים בתחומי השיפוט של הממשל המקומי בארה”ב עם אוכלוסיות של יותר מ-50,000, מויניהן ופנדי מצאו כי PSM נמצא בקורלציה חיובית עם שימוש במידע ביצועים מדווח, “צורה של התנהגות שתורמת להגיון לשניהם. ביצועים אישיים וארגוניים גבוהים יותר” (2010, 859).

מחקרים תיאורטיים גרידא מייצגים טיפולוגיה רביעית של מחקר על הקשר בין PSM וביצועים בעבודה. מלבד המאמרים שהוזכרו לעיל מאת חוקרי המינהל הציבורי (למשל, פרי וווייז 1990) קטגוריה זו כוללת מאמר כלכלי המזהה את “התנאים שבהם הביורוקרטיה הממשלתית יכולה להשיג טוב יותר מאמצי PSM מעובדים מאשר חברה סטנדרטית למקסום רווחים” (פרנסואה 2000, 275). בתנאי ש-PSM קיים, כך נטען, עובדי ממשלה צריכים להיות מוכנים יותר להפעיל מאמץ מתוך דאגה להשפעה של עבודה ציבורית על שירותים חברתיים מוערכים בהשוואה לעמיתיהם במגזר הפרטי.

ארבעת זרמי המחקר הללו בהחלט תורמים ראיות נסיבתיות לשאלה האם PSM מטפח ביצועי עבודה מעולים. עם זאת, רוב הספרות הזו מסתמכת על עיצובי מחקר תצפיתיים (כלומר, לא ניסיוניים), שבהם חוקרים צופים בנבדקים ומודדים משתנים בעלי עניין מבלי להקצות טיפולים באופן אקראי לנבדקים. עיצוב מחקר תצפיתי – הכולל מחקרי עוקבה, חתך רוחב וביקורת מקרה – מתאים היטב לבדיקת תחזיות תיאורטיות במגוון רחב של אוכלוסיות אך חסר בהתייחס לתוקף פנימי (McGrath 1981). סיבתיות הפוכה והטיית משתנים שהושמטו הם שני האיומים המדאיגים ביותר על התוקף הפנימי של מחקר קיים על ההשפעות של PSM על ביצועי העבודה, המבוסס בעיקר על נתוני חתך. ניסויים אקראיים מבוקרים הם המתאימים ביותר להתמודדות עם שתי המלכודות הפוטנציאליות הללו (Shadish, Cook, and Campbell 2002).

שאלות והשערות מחקר

חקרנו את יחסי הגומלין בין המוטיבציה לשירות הציבורי לבין שני גורמים שהוכחו כיעילים בהמרצת ביצועים בעבודה במחקרים קודמים: (1) קשר עם מוטב (Grant et al. 2007; Grant 2008b) ו-(2) התערבויות לשכנוע עצמי (Aronson 1999; Heslin, Latham, and Van de Walle 2005; Morwitz and Fitzsimons 2004; Nelson and Norton 2005).

יצירת קשר עם המוטב

ניסויים מחקריים של גרנט ועמיתיו הוכיחו שמפגש עם הנהנים ממאמציהם יכול לשפר מאוד את הביצועים של עובדי המגזר הציבורי (Grant et al. 2007; Grant 2008b). “הנהנים יכולים לכלול יחידים וקולקטיבים חברתיים פנימיים או חיצוניים לארגון, כגון עמיתים לעבודה, מפקחים, כפופים, לקוחות, צרכנים, מטופלים וקהילות” (גרנט 2007, 395). בניסוי שדה אקראי ומבוקר עם עובדי מרכז טלפוני של אוניברסיטה שבקשו תרומות בוגרים, מתקשרים שהיו להם 10 דקות של קשר פנים אל פנים עם מקבל מלגה נטו לבלות יותר זמן בטלפון (+142 אחוזים) ו לגייס עוד כסף (+171 אחוז) חודש לאחר מכן, בעוד שעמיתיהם ללא קשר ישיר עם מקבל המלגה או שרק קראו מכתב של מקבל המלגה מבלי לפגוש אותו, לא שיפרו את האמצעים הללו (Grant et al. 2007). תוצאות אלו שוכפלו על ידי מעין ניסוי דומה שבו קבוצת מתקשרים שפגשה מקבל מלגה במשך 15 דקות – שהוזמן על ידי המנהל שלהם כדי לתאר כיצד עבודתם שינתה את ההבדל בחייו – נטו לקבל התחייבויות נוספות (+144 אחוז) ולגייס יותר כסף (+406 אחוז) חודש לאחר מכן בהשוואה לפני הפגישה, בעוד שלא דווח על שינוי במדדים אלו בקרב מתקשרים בקבוצת הביקורת (Grant 2008b). כדי לאמת את התוקף החיצוני של ממצאים אלה, בדקנו האם ההשערה הבאה מתקיימת בסביבה ניסויית אחרת מחוץ לארצות הברית.

השערה 1-א: מגע ישיר עם מוטבים משפיע לטובה על הביצועים בעבודה

ציפינו שמגע עם מוטבים ישפר את הביצועים של עובדים שהייתה להם רמת הש”צ התחלתית גבוהה לפני הניסוי יותר מאשר את אלה של בעלי רמת הש”צ התחלתית נמוכה. זאת משום שלבעלי הנעה חזקה יותר היה רצון חזק יותר לעבודה שתועיל לזולת (פרי ו-וייס, 1990). האפשרות של העובדים לפגוש את מושאי מאמציהם הבהירה לעובדים בעל הש”צ גבוהה שעבודתם מאפשרת להם לממש את ערכיהם ולעזור לזולת. ההנחה בספרות המחקר בנוגע להתאמה בין צרכים להיצע היא שעובדים מוכנים להשתדל יותר כשעבודתם תואמת את ערכיהם ( למ’, אדוורדס ושות’, 2006). בשל כך ציפינו שבעלי הש”צ גבוהה יותר ישפרו יותר את ביצועיהם בעקבות מפגש עם מוטבים, כדי לממש את ערכי העזרה לזולת. לעומת זאת, עובדים בעלי הנעה חלשה אדישים יותר לתרומתה של עבודתם לחברה, ולכן מגע עם מוטבים לא ייחשב בעיניהם להגשמת ערכים וכנראה לא ישפר את ביצועיהם. כדי לבדוק האם מגע עם מוטבים משפר את ההנעה ההתחלתית של העובדים, בדקנו את ההשערה הבאה:        

השערה 2-א:  הנעה התחלתית מגבירה את ההשפעה הטובה שיש למגע עם מוטבים על הביצועים בעבודה.

בשל העדר מחקרים ניסויים עדיין לא ברור האם רמת ההש”צ היא נתון קבוע או משתנה. במקרה הראשון, ההסבר לרמות ההנעה של עובדים בארגון בכל רגע  הוא מנגנוני משיכה, בחירה והתשה. במקרה השני, הארגון יכול להגביר את ההש”צ, כמו גם ערכים הקשורים אליה, באמצעות תהליכי חיברות והסתגלות (קייבל ופארסונס, 2001. במקרה כזה,  יש לצפות שמגע עם מוטבים יגביר את ההנעה של העובדים בכך שיבהיר להם את תרומתה של עבודתם לחברה. בעקבות רייט וגראנט (2010), בדקנו האם ההנעה התחזקה בעקבות מגע עם המוטבים, והאם שינוי כזה בקבוצת הניסוי אך לא בקבוצת הביקורת הוא הגורם להשפעת הניסוי על הביצועים.

השערה 3-א: התגברות ההש”צ של העובד היא גורם ממצע בהשפעה הטובה של המגע עם המוטבים על הביצועים בעבודה.

התערבות המחוללת שכנוע עצמי

מחקרים בפסיכולוגיה חברתית הוכיחו שלהתערבות המאלצת את הנבדקים לשכנע את עצמם יש השפעה על ההנעה. אדם נוטה לסמוך על עצמו יותר מאשר על זולתו, ולכן שינויים בהתנהגות ובאמונות בעקבות שכנוע מצד הזולת הם לרוב קטנים מאלה שבעקבות שכנוע עצמי (ארונסון, 1999) השיטות המחוללות שכנוע העצמי הן חשיבה על רעיון  (idea reflection) (גרגורי, צ’אלדיני, וקרפנטר 1982), וההגנה(advocacy)  (גורדיין, פוסטמס ודה-פריס, 2001). כדי לחקור את יחסי הגומלין בין ההש”צ לשכנוע העצמי, הציעו ריי וגראנט לשאול עובדי ציבור על חשיבות עבודתם ואז  להסביר בפומבי, בעל פה וגם בכתב, מדוע כל אחד מהם חייב לעבוד בשירות הציבורי. (2010, עמ’ 696). כדי לבדוק האם ממצאים ממחקרים קודמים בתחום תקפים בתנאי הניסוי שלנו, בדקנו את ההשערה הבאה:

השערה 1-ב:  התערבות המחוללת שכנוע עצמי תשפר את הביצועים בעבודה.

ציפינו שהתערבות המחוללת שכנוע עצמי תשפיע על הביצועים בעבודה של עובדים בעלי הנעה חזקה  יותר מאשר על אלה של עובדים בעלי הנעה חלשה. זאת משום שבעלי הנעה חזקה יותר משתדלים יותר להשפיע לטובה על חיי הזולת. חשיבה על תרומתו של השירות הציבורי לחברה והגנה פומבית עליו משכנעים עובדים בעלי הנעה חזקה שעבודתם מאפשרת להם להגשים את ערכי העזרה לזולת. לכן ציפינו שלעובדי ציבור בעלי הנעה חזקה יש יותר סיכוי להגביר את מאמציהם בעקבות התערבות המעוררת שכנוע עצמי, לעומת עובדים בעלי הנעה חלשה. כדי לבדוק האם ליחסי הגומלין בין התערבות המחוללת שכנוע עצמי לבין רמת הנעה התחלתית יש השפעה לטובה על הביצועים בעבודה, בחנו את ההשערה הבאה:

השערה 2-ב: רמה גבוהה של הש”צ התחלתית מחזקת את ההשפעה הטובה של התערבות המחוללת שכנוע עצמי על הביצועים בעבודה.

 אם רמת ההש”צ היא נתון משתנה, יש לצפות שהתערבות המחוללת שכנוע עצמי תגביר את ההש”צ בכך שתבהיר לעובדים יותר את תרומתה של עבודתם לחברה. בעקבות רייט וגראנט (2010) בדקנו האם רמת ההנעה עלתה בעקבות התערבות המחוללת שכנוע עצמי והאם עליה כזאת בקבוצת הניסוי ולא בקבוצת הביקורת מסבירה את השפעת ההתערבות על הביצועים.

השערה 3-ב: עלייה בהנעה של העובדים היא גורם ממצע בהשפעתה הטובה של התערבות המחוללת שכנוע עצמי על הביצועים בעבודה.

שיטות הניסוי

המדגם, תכנון הניסוי ותהליכי הניסוי

ערכנו ניסוי עם קבוצת ביקורת, על מדגם אקראי של 90 (מתוך יותר מ-1100 ) עובדי סיעוד בבי”ח ציבורי גדול באיטליה. בית החולים שייך למערכת הבריאות הממלכתית של איטליה. 65.9 אחוזים מהנבדקים היו נשים, וגילם הממוצע היה 41 שנה (סטיית התקן 11.1); הוותק הממוצע היה 16.9 שנים  (סטיית התקן 10.8). משך ההשכלה הממוצע היה 14.4 שנים (סטיית תקן-1.5), ומספר הילדים הנתמכים הממוצע היה 1.2 (סטיית התקן 0.9). מכלל עובדי הסיעוד בביה”ח, 76.9 אחוזים היו נשים, גילם הממוצע היה 43.7 שנה (סטיית התקן 9.8), הוותק הממוצע היה 18.2 שנה (סטיית התקן 9.3), משך ההשכלה הממוצע היה 13.9 שנה (סטיית התקן 1.7), ומספר הילדים הנתמכים בממוצע היה 1.5 (סטיית התקן 0.7). הנבדקים היו שונים בפחות מ-0.5 משאר עובדי הסיעוד בביה”ח במגדר, בוותק בעבודה, או במשך ההשכלה. ההבדל המובהק היחיד בינם היה שלמשתתפים בניסוי היו בממוצע פחות ילדים נתמכים.

	ערכנו ניסוי עם קבוצת ביקורת, על מדגם אקראי של 90 עובדי סיעוד בבי”ח ציבורי גדול באיטליה.

בראשית 2011 הצטרף בית החולים לתכנית ב”יל לשיפור מערכת הבריאות באזור לחימה לשעבר באמצעות תכניות התמחות קצרות לעובדי רפואה מהאזור הפגוע. (3-7 מתמחים בכל פעם קיבלו כיסוי להוצאות הנסיעה לאיטליה ולמגורים בה, למשך שבועות עד חודשים אחדים, בהתאם להתמחות). כמו כן הוא ארגן איסוף, רישום, ובדיקת איכות לתרופות ולציוד רפואי, (ליתר דיוק ציוד ניתוחים) שתרמו ארגונים שונים, והרכיב ערכות ניתוח מוכנות למשלוח. הצוות הרפואי עסק בפעילות הזאת בהתנדבות מחוץ לשעות העבודה.

הנהלת ביה”ח הרשתה לנו לערוך את הניסוי בתמורה לסיוע בגיוס וארגון עובדי סיעוד שיתנדבו להכין ערכות ניתוח. במארס 2011 ביקשנו מתנדבים, בדוא”ל ובמכתבים מודפסים, מכל מחלקות כוח האדם הסיעודי בביה”ח, מה שסייע מאוד לגיוס. בפנייה היה מידע כללי על תכנית ההתנדבות וכן פרטי המשימות והכישורים הנדרשים. כמו כן הודענו שהמתנדבים ישתתפו בניסוי שנועד לגילוי השיטה הטובה ביותר לביצוע נרחב יותר של המשימה בעתיד. בנוסף למחלקות כוח האדם בביה”ח, משתתפי התכנית פנו כמעט לכל אחד מעובדי הסיעוד בביה”ח, בשיחות פנים אל פנים או בטלפון. עד סוף מארס 2011 התנדבו לתכנית 249 עובדי סיעוד. בראשית אפריל 2011 בחרנו מתוכם באקראי 90 איש. לא כל הנבחרים ביצעו את אותה משימה בשלבים אחרים של התכנית. חילקנו באקראי את הנבחרים ל 3 קבוצות, של  30 איש כל אחת. קבוצה א’ הייתה קבוצת הביקורת; חברי קבוצה ב’ היו במגע עם מוטבים וחברי קבוצה ג’ נחשפו להתערבות המחוללת שכנוע עצמי. כצפוי, בשל החלוקה האקראית, לא היו הבדלים מובהקים בין הקבוצות במגדר, בגיל, בוותק, בשנות ההשכלה במספר הילדים הנתמכים, או ברמת המודעות וההנעה המקצועית שלהם.

באמצע אפריל 2011 זימנו כל קבוצה בנפרד לפגישת מבוא. תחילה החתמנו את המשתתפים על טפסי הסכמה והבטחנו לשמור על סודיות. אחר כך חילקנו שאלונים בנוגע לרמת ההש”צ והמודעות וכן לפרטים אישיים. המשתתפים קיבלו את כל המידע על מטרות התכנית והיקפה, ואפשרנו להם להתאמן בביצוע משימתם: איסוף קבוצת תרופות וכלי ניתוח מארונות ומתיבות, בדיקת שלמות המוצר ותוקפו, אריזת החפצים בתיבה בסדר מסוים, והדבקת תווית על התיבה שבה מצוינים שם העובד ושעת הביצוע. 

הקבוצות עבדו במשמרות של שישה ימים: א’ בין 2 ל-7 במאי; ג’, בין 9 ל 14 במאי; ב’, בין 23 ל-28 במאי. בכל יום במשמרת הותר למתנדבים להיכנס לחדר המשימה בין 10 ל-6 בערב. אחד מהחוקרים תמיד נמצא בחדר באותו זמן, והשגיח על הפעילות. המשגיחים התחלפו מדי יום, בכל הקבוצות באותו סדר. עובדי הסיעוד נדרשו להעביר כרטיס זיהוי מגנטי כדי להיכנס לחדר, כנדרש בתקנות אחסון התרופות של בית החולים. כך יכולנו לדעת כמה דקות כל משתתף עבד בתכנית. כשבוע לאחר סיום המשמרות, כל משתתף נדרש למלא שוב שאלון בנוגע לרמת ההנעה והמודעות שלו, ההנעה הפנימית למשימת הניסוי ולמידת הצלחתו במילויה משימה בעיני עצמו.

קבוצת הניסוי (ב)-קבוצת המגע עם המוטבים.

חברי קבוצה ב’ קיבלו את אותו המידע שקיבלו חברי קבוצת הביקורת (א’), וכמו כן הם נחשפו למגע ישיר עם עובדי רפואה מהאזור מקבל הסיוע שקיבלו את ערכות הניתוח וערכו את ההתמחות שלהם בבית החולים. המגע התנהל בשתי דרכים: ראשית, שלושה מהמוטבים הוזמנו לפגישת המבוא של קבוצה ב’, והותר להם להסביר למשתפי הניסוי במשך כ-15 דקות עד כמה משימתם של המשתתפים חשובה, באמצעות סיפורים על ניתוחים שהצליחו בזכות ערכות הניתוח שלהם. שנית, לפחות עובד רפואה אחד מהאזור מקבל הסיוע נמצא בחדר המשימה, בירך את המשתתפים בתחילת המשמרת ועבד איתם, שלא כמשגיח. מכיוון שכל משתתף היה חייב לכתוב את שמו על מדבקת הערכה הארוזה, יכולנו להבחין בין הערכות שארזו משתתפי הניסוי לאלו של המוטבים, שעבודתם לא השפיעה על הערכת ביצועיה של קבוצה ב’. 

קבוצת השכנוע העצמי (ג)

עובדי הסיעוד בקבוצה ג’ קיבלו את אותו המידע של קבוצה א’, וכמו כן, כדי להתחיל בתהליך החשיבה על הרעיון (idea reflection), ביקשנו מחברי הקבוצה לכתוב בקיצור  (לכאורה כדי שנקרא את הדברים בהרצאה לכל עובדי ביה”ח ולכל עובדי בתיה”ח באותה רשות בריאות מקומית) כיצד לדעתם התכנית תסייע לעובדי הרפואה באזור מקבל הסיוע להקל על מטופליהם. כמו כן ביקשנו מכל חבר בקבוצה לשבח את התכנית באוזני חבריהם לעבודה ולהשתדל לגייס לפחות עוד שלושה מתנדבים בעתיד. כמעט כל חברי הקבוצה, מלבד אחד, הצליחו לגייס מתנדב אחד לפחות. המתנדבים האלה לא השתתפו בתכנית בשלב הזה, אך בצעו את אותה משימה כמה חודשים לאחר מכן. 

מדדי המשתנים בניסוי

הביצועים

מדדנו  ארבעה תוצאות ביצועיות: התמדה, תפוקה, הספק, וערנות.  “התמדה” היא משך הזמן שאדם הקדיש לתכנית (למ’, דווק וג’יליארד, 1975;  גראנט, 2008 א’-ב’; סאנדלאנדס, ברוקנר וגלין, 1988; וייבל, רוסט ואוסטרליה, 2010). היא נמדדה במס’ הדקות שכל משתתף עבד בתכנית במשמרת בת שישה ימים. “תפוקה”  היא מספר יחידות הייצור הכולל שהשלימו העובדים במהלך עבודתם בפרק זמן מסוים בתכנית מסוימת (למ’ בלומברג ופריטנגל, 1982; גניזי ורוסטיקיני 2000; גראנט, 2007, 288 א’-ב’; סמית והאנטר 1983). היא נמדדה במס’ ערכות הניתוח  שכל משתתף ארז במשמרת של שישה ימים. “פריון” הוא היחס בין התפוקה, ביחידות ייצור, לתשומה, ביחידות של זמן עבודה (למ’ אדמס ורוזנבאום 1962; גריפין, וולש ומורהד, 1981). היא נמדדה במס’ ערכות הניתוח הממוצע שכל משתתף ארז בדקת עבודה שתרם לתכנית. “ערנות” היא יכולתו של עובד להמשיך לעבוד בתשומת לב ובקפדנות (למ’, ברואר וברואר, 2011). היא נמדדה באחוז הערכות שכל משתתף הרכיב כהלכה.

הש”ץ

את ההנעה מדדנו באמצעות גרסה נפוצה למדד חמשת הסעיפים של פרי (1996) (אלונזו ולואיס, 2001; ברואר, סלדן, ופייסר 2000; קריסטנסן ורייט 2011; קים 2005; פאנדי, ריט, ומויניהן 2008; ריט וםאנדי 2008). מדדנו את רמות ההנעה של המשתתפים בפגישת ההתחלה וכשבוע לאחר שסיימו את משמרתם. ביקשנו מהם לדרג את מידת הסכמתם להצהרות הבאות: “חשוב לי מאוד לתת שירות משמעותי לציבור”; “המציאות מוכיחה לי לעתים קרובות עד כמה כולנו תלויים זה בזה”; “תיקון החברה חשוב לי יותר מהצלחתי הפרטית”; “אני מוכן להקריב הרבה לטובת הכלל”; ו-“אני מוכן להגן על זכויותיו של הזולת גם אם אהיה ללעג בשל כך”. לכל הצהרה היה דירוג דמוי ליקרט מ-0 (מתנגד בתוקף) עד 6 (תומך בהתלהבות). מדד האלפא של קרונבך היה 0.81 בשאלון ההתחלתי ו 0.85 בשאלון ההמשך.

מודעות

בספרות המחקר הקיימת, מלבד חילופי הסיבה והתוצאה  (reverse causality), הסיכון החמור ביותר  למהימנות הפנימית של הקשר בין הש”צ לביצועים בעבודה הוא הטיה בגלל השמטת משתנים (omitted variable bias). כאמור לעיל, רוב מחקרי השטח מסתמכים על תצפיות, ולכן ייתכן שכמה משתנים המשפיעים על ההש”צ ועל הביצועים לא ייכללו בניתוח. רייט וגראנט (2010) טוענים שהמודעות, שהיא אחד מחמשת תכונות האישיות (גולדברג, 1990), עשויה להיות משתנה סמוי, וליצור מתאם מפוקפק בין ההנעה לביצועים בעבודה. מצד אחד, עובדים מודעים מפגינים רמה גבוהה יותר של הנעה, תחושת חובה, והתמקדות בטובת הזולת  (ג’אדג’ ואילייס 2002; מון, 2001), ומצד שני הם קובעים לעצמם יעדים שאפתניים יותר ומשיגים הישגים גדולים (באריק, מאונט ושטראוס 1993; דה- ניב וקופר 1998; מקגרגור וליטל 1998). כמענה לסכנה שהמודעות תהיה משתנה מבלבל (confounding variable), בדקנו את המודעות, הן בתחילת הניסוי והן בהמשך,  בעזרת שאלון שפיתחו דונלן ושות’ (2006) וכלל 4 סעיפים: “אני מבצע את משימותיי מיד”; “אני מרבה לשכוח להחזיר חפצים למקום” (דירוג הפוך); אני אוהב סדר” ו”אני עושה בלגן” (דירוג הפוך). האלפא של קורנבך בהתחלה הייתה 0.93, ובהמשך 0.89.

הנעה פנימית

ביקרנו את ההנעה הפנימית של המשתתפים לביצוע המשימה באמצעות שאלון שאימצנו מגראנט (2008 א’). המשיב התבקש לדרג את הסכמתו להצהרות הבאות: “המניע שלי לביצוע המשימה היה המשימה עצמה”; “המשימה הייתה תענוג”; “גיליתי שהמשימה מרתקת”; ו”נהניתי מהמשימה”. לכל ההצהרות היה דרוג מסוג ליקרט מ-0 (מתנגד בתוקף) עד 6 (מסכים לחלוטין). האלפא של קרונבך הייתה 0.91.

תחושת יעילות

תחושת יעילות היא אמונתו של אדם שהוא מסוגל להגיע להישגים מסוימים (באנדורה, 2006, עמ’ 367). ממחקרים שונים עולה כי ביצועים טובים מגבירים את תחושת היעילות (למ’ באנדורה 2006; גיסט ומיטשל 1992; סטאיקוביץ’ ולותאנס, 1998). התברר שתחושת היעילות מגבירה הנעה (באנדורה 1994; דיווידסון ואידן 2000; רייט 2004, 2007) ושהיא מסוגלת להגביר את החריצות, ההתמדה והתחכום של העובד (הסלין וקלהה 2006, 705), המנבאים ביצועים טובים (באנדורה 1997; סטאיקוביץ’ ולותאנס, 1998) בעקבות באנדורה (2006) פיתחנו סולם למדידת תחושת היעילות של המשתתפים בנוגע  למשימה. בשאלון ההמשך המשתתפים התבקשו לדרג את הסכמתם לארבע ההצהרות הבאות: “חשתי שאני מסוגל לבצע את המשימה ביעילות”; “ביצעתי את המשימה בקלות”; “הצלחתי לבצע את המשימה ביעילות”; “הרגשתי שאני מסוגל למשימה”. לכל ההצהרות היה דרוג מסוג ליקרט מ-0 (מתנגד בתוקף) עד 6 (מסכים לחלוטין). האלפא של קרונבך הייתה 0.76.

בקרת נתונים דמוגרפיים

ניתחנו נתוני גיל, מגדר, וותק, שנות השכלה וגם מספר ילדים נתמכים. בדקנו את הנתון האחרון כי ייתכן שלעובדים עם ילדים יהיה פחות פנאי להשתתף בתכנית בנוסף לשעות העבודה.

אומדן המהימנות (האלפא של קרונבך) בסולמות  שבהם השתמשנו נע בין 0.76  ל-0.93, וזאת הוכחה לתוקף מתכנס (convergent validity). מניתוח התאמת גורמים התברר שהתוצאות בכל סעיפי השאלונים התכנסו בכל המשתנים הנסתרים (ערכי למדא נעו בין 0.63 ל-0.91). מה שמחזק את תוקף ההפרדה (discriminant validity) של המדדים שלנו הוא שהיחס הממוצע של השונות בין כל שני מדדים היה נמוך (r ² =0 .10), ושלשום מדד לא הייתה שונות משותפת של יותר מ-34% אחוזים עם שום מדד אחר. מסטטיסטיקת ההבדלים בין הקבוצות וממדדי ההתאמה בין הדגם לתצפיות (goodness-to-fit) עולה שהייתה התאמה הגיונית בין כל הסולמות לנתונים: X²(113)=128.13, p>0.05; השורש הממוצע של ריבוע טעות ההערכה (RMSEA) היה 0.06  ; מדד ההתאמה ההשוואתי (CFI) היה 0.95; מדד טאקר-לואיס (TLI) היה 0.94.

התוצאות והדיון

 בטבלה 1-א מוצגות סטיית התקן והסטייה הממוצעת בארבעת מאפייני הביצועים: התמדה, תפוקה, פריון וערנות. ניתוח שונות רב משתנים (MANOVA) גילה הוכחות ברורות להבדלים מובהקים בביצועים. כל שלושת מבחני מנובה היו ברמת מובהקות 0.05: הלמדא של וילקס ( W=0.82),

F(8,168)=2.20;  p<0.05; עקבות פילאי P=0.18, F(8, 170)=2.15,  p<0.05; עקבות לולי-הוטלינג (L=0.22), F(8.166)=2.24, p<0.05; השורש הגדול  של רוי (R=0.19), F(4, 85)=4.11, p<0.05.

 טבלה 1-א: תוצאות הביצועים לפי מאפיינים.

המאפיין	קב’ ביקורת	קב’ מגע עם המוטבים	קב’ שכנוע עצמי
ממוצע	סטיית תקן	ממוצע	סטיית תקן	ממוצע	סטיית תקן
דקות עבודה	145.96	56.71	238.73	159.79	215.40	117.08
ערכות מוכנות	123.40	65.80	254.83	240.62	227.57	187.37
ערכות מוכנות בדקה	0.80	0.15	0.92	0.25	0.93	0.27
אחוז טעויות בהרכבה	8.70	3.12	5.80	3.73	6.03	3.73
מס’ המשתתפים	30	30	30

בטבלה 1-ב מוצגים ההפרשים בין ממוצעי שתי קבוצות הניסוי לממוצע של קבוצת הביקורת. הביצועים של קבוצה ב’ (המגע עם המוטבים), וגם של קבוצה ג’ (שכנוע עצמי), עלו במידה מובהקת על אלה של קבוצה א’ (הביקורת) בכל ארבעת המאפיינים. כלומר ממצאים אלה הוכיחו את השערות 1-א ו 1-ב’.

טבלה 1-ב’: ההפרש בין הממוצעים של קבוצות הניסוי לזה של קבוצת הביקורת

המאפיין	קב’ המגע עם המוטבים	קב’ השכנוע העצמי
דקות עבודה	92.77+ (p<0.01)	69.43+ (p<0.05)
ערכות מוכנות	131.43+ (p<0.01)	+104.17 (p<0.05)
ערכות מוכנות בדקה	0.12+( p<0.05)	0.12+( p<0.05)
אחוז טעויות בהרכבה	-2.90 ( p<0.05)	-2.67( p<0.05)

מטבלה 2-א עולה שבשתי קבוצות הניסוי, ההשפעה על הביצועים הייתה חזקה יותר אצל עובדים שההש”צ ההתחלתית שלהם הייתה גבוהה יותר.  בכל אחד ממאפייני הביצועים היה מתאם מובהק בין רמת הש”צ התחלתית לבין השפעתם של המגע עם המוטבים ושל השכנוע העצמי. כלומר, שתי הפעולות האלה הגבירו יותר את ההתמדה, התפוקה, הפריון והערנות אצל בעלי הש”צ התחלתית גבוהה. תוצאות אלה מחזקות את השערות 2-א’ ו2-ב’.   

טבלה 2-א: ניתוח רגרסיה של מנבאי מדדי ביצועים, טעויות תקן קשיחות (robust standard error) ומרכוז ממוצעים (mean-centered ) של ההש”צ.

המשתנה הבלתי תלוי	דקות עבודה	ערכות שהורכבו	ערכות בדקה	אחוז טעויות בהרכבה
מגע עם המוטבים	93.36 (p<0.01)	132.12 (p<0.01)	0.12 (p<0.01)	2.92- (p<0.01)
שכנוע עצמי	71.37 (p<0.01)	106.92 (p<0.05)	0.13 (p<0.01)	2.72- (p<0.01)
רמת ההש”צ	89.61 (p<0.01)	103.5 (p<0.05)	0.21 (p<0.01)	2.79-  (p<0.05)
(מגע עם מוטבים)*(רמת ההש”צ)	165.33 (p<0.01)	268.00 (p<0.01)	0.2 (p<0.05)	3.00- (p<0.05)
(שכנוע עצמי)*(רמת ההש”צ)	110.6 (p<0.01)	206.2 (p<0.01)	0.26 (p<0.05)	3.13- (p<0.05)
קבוע	145.37 (p<0.01)	122.71 (p<0.05)	0.3 (p<0.01)	8.72 (p<0.01)
R2	0.79	0.74	0.76	0.63

בטבלה 2-ב’ מוצגים השינויים החזויים בארבעת מדדי הביצועים לכל נקודת שינוי בדירוג של ההש”צ, בכל קבוצה בנפרד. באיור 1 מוצג אותו מידע בצורה חזותית. בכל ארבעת מדדי הביצועים קוו הרגרסיה תלול יותר בשתי קבוצות הניסוי לעומת קבוצת הביקורת, וזאת הוכחה לכך שהן המגע עם המוטבים והן  שיטות השכנוע העצמי תרמו יותר להגברת ההתמדה, התפוקה, הפריון והערנות אצל בעלי הש”צ התחלתית גבוהה יותר.

טבלה 2-ב’: שינויים חזויים במדדי ביצועים לכל יחידת שינוי במדד ההש”צ: טעויות תקן קשיחות (robust standard error) ומרכוז ממוצעים

(mean-centered ) של ההש”צ.

הערך	קב’ הביקורת	קב’ המגע עם המוטבים	קב’ השכנוע העצמי
(הפרש הדקות)/ (הפרש רמות ההש”צ)	89.61 (p<0.001)	254.94 (p<0.001)	200.21 (p<0.001)
(הפרש  הערכות)/ (הפרש רמות ההש”צ)	103.5 (p<0.001)	371.5 (p<0.001)	309.7 (p<0.001)
(הפרש הערכות בדקה)/ (הפרש רמות ההש”צ)	0.21  (p<0.001)	0.40 (p<0.001)	0.47 (p<0.001)
הפרש אחוז הטעויות/הפרש ההש”צ	2.79- (p<0.05)	5.80- (p<0.001)	5.92- (p<0.001)

איור 1-שיפועי רגרסיה של ארבעת מדדי הביצועים

תחילה בדקנו את השערות 3-א ו 3-ב’ בסדרת מבחני-t זוגיים כדי לאתר שינויים ברמות ההש”צ בין הסקר ההתחלתי לאלו שסקר ההמשך. הן המגע עם המוטבים והן פעולות השכנוע העצמי התגלו כבעלות קשר מובהק להגברת ההש”צ, בשיעור של שליש סטיית תקן. בקבוצת הביקורת  לא התגלה כל שינוי משמעותי, כמתואר בטבלה 3-א’.

טבלה 3-א’: השינויים ברמת ההש”צ בקבוצות השונות

	קב’ הביקורת	קב’ המגע עם המוטבים	קב’ השכנוע העצמי
ממוצע	סטיית תקן	ממוצע	סטיית תקן	ממוצע	סטיית תקן
רמת ההש”צ התחלתית	3.61	0.53	3.58	0.54	3.59	0.52
רמת ההש”צ בהמשך	3.63	0.67	3.76	0.83	3.74	0.78
הפרשי רמות ההש”צ	0.02	0.22	0.17 (p<0.01)	0.38	0.16 (p<0.01)	0.40

כמו כן בדקנו האם עלייה ברמת ההש”צ אצל המשתתפים היא גורם ממצע חלקי בתרומתם של המגע עם המוטבים ושל פעולות השכנוע העצמי לשיפור הביצועים בעבודה. אפשר להניח שעליית רמת ההש”צ היא גורם ממצע בכל אחת מהפעולות האלה בתנאים הבאים: א. שפעולת הניסוי מגבירה את ההש”צ; ב. שלפעולה תהיה השפעה משמעותית על הביצועים אם לא נביא בחשבון שום עלייה ברמת ההש”צ; ג. שלעלייה ברמת ההש”צ יש השפעה מובהקת וייחודית על הביצועים בעבודה; ד. שאם נוסיף לדגם את השינויים ברמת ההש”צ, השפעת פעולת הניסוי על הביצועים בעבודה תהיה זניחה (מקינון ודוייר, 1993; מקינון, וואסי ודוייר, 1995; פריצ’ר והייז 2004). אם כל התנאים מתקיימים, הנתונים מחזקים את ההשערה שעליה ברמת ההש”צ היא גורם ממצע מלא בהשפעת פעולות הניסוי על הביצועים בעבודה. אם מתקיימים שלושת התנאים הראשונים, והשפעת פעולות הניסוי על הביצועים בעבודה פוחתת אולם עדיין בעלת משמעות סטטיסטית, כשמביאים בחשבון את השינויים בהש”צ– העלייה ברמת ההש”צ היא גורם ממצע חלקי.

מבחני סובל-גודמן בשתי פעולות הניסוי הוכיחו שהשפעתן הישירה והעקיפה גם יחד על ארבעת מדדי הביצועים, במיצועה של העלייה ברמת ההש”צ, הייתה משמעותית ברמת 0.5.  אחוזי ההשפעה על הביצועים במיצועה של העלייה ברמת ההש”צ מוצגים בטבלה 3-ב’.

המדד	קב’ המגע עם המוטבים	קב’ השכנוע העצמי
דקות עבודה	39% (p<0.05)	33% (p<0.05)
ערכות מוכנות	41% (p<0.05)	34% (p<0.05)
ערכות בדקה	54% (p<0.05)	44% ( p<0.05)
אחוז טעויות	27% ( p<0.05)	( p<0.05)

טבלה 3-ב’: ההשפעה הכוללת של פעולות הניסוי , על מדדי הביצועים בעבודה, במיצוע השינויים ברמת ההש”צ

בעקבות מקינון ושות’ (2002), ערכנו ניתוחים נוספים כדי לגלות האם המיצוע החלקי של השינויים ברמת ההש”צ מתקיים גם אם נביא בחשבון את השפעתה המאפיינת (moderating effect) של רמת ההש”צ ההתחלתית. ערכנו ארבעה זוגות של דגמי רגרסיה לכל פעולת ניסוי, שמונה זוגות בסך הכל. בכל זוג היה דגם א, שכלל רגרסיות של כל אחד ממדדי הביצועים לגבי 3 משתנים: 1. משתנה דמה (dummy) שערכו 1 למשתתפים בקבוצות הניסוי ו-0 לחברי קבוצת הביקורת; 2. ההש”צ ההתחלתית; 3. יחסי הגומלין בין ההש”צ ההתחלתי למשתנה הדמה של פעולות הניסוי. בדגם ב’ היה גם משתנה רביעי: ההפרשים בין הרמות ההש”צ בהתחלה ובהמשך. כצפוי, כל המקדמים בשני הדגמים  היו משמעותיים ברמת 0.5 בכל שמונת הזוגות, ההשוואה בין שני הדגמים הוכיחה את היחלשות הקשר בין משתנה הניסוי למדדי הביצוע אחרי שהבאנו בחשבון את השינויים ברמת ההש”צ, למרות שהייתה לו משמעות סטטיסטית. ערכנו סדרת מבחני סובל בערכים הקריטיים שמומלצים אצל מקינון ושות’ (2002), וגילינו שלירידה הייתה משמעות סטטיסטית ברמה 0.5 בכל זוגות הרגרסיות. הגענו לאותה מסקנה גם כשהבאנו בחשבון נתונים דמוגרפיים, מודעות, ורמות של תחושת יכולת והנעה פנימית לביצוע משימות הניסוי. התוצאות מצביעות על מיצוע חלקי, ולכן זהו חיזוק חלקי להשערות 3-א’ ו 3-ב’.

מגבלות המחקר

יש להתייחס לתוצאות המחקר תוך התחשבות במגבלות מסוימות. ייתכן שהתאמת המדדים להשערה (construct validity) נפגעה בשל אופן קיום המגע עם המוטבים בניסוי. בניסוי קודם (גראנט ושות’, 2007; גראנט, 2008 ב’), מוקדנים שביקשו תרומות מבוגרי אוניברסיטה פגשו במקבל מלגה. בניסוי שלנו, עובדי סיעוד שהרכיבו ערכות ניתוח פגשו בעובדי רפואה שהיו אמורים להשתמש בכלים האלה באזור אסון הומניטרי בעקבות מלחמה. גם בניסוי שלנו המשתתפים פגשו בנהנים הישירים ממאמציהם. אולם היינו צריכים לדעת שמפגש בין עובדי הסיעוד למי שזכו לטיפול בעזרת הערכות האלה היה מבהיר להם עוד יותר את ערכה הציבורי של משימת הניסוי. לצערנו, לא הצלחנו להביא שום מטופל כזה לאיטליה בגלל בעיות משפטיות ומעשיות. הבדל נוסף בין הניסוי שלנו לזה של גראנט ושות’ הוא ברמת הטיפול במשתתפים: המגע עם המוטבים היה לא רק בפגישה קצרה בהתחלה, אלא גם במהלך ביצוע המשימה. מכאן שהם לא רק נפגשו עם הנהנים הישירים ממאמציהם אלא גם עבדו לצידם, נובע שאולי היה בלבול בין משתנים שונים. מבקר אלמוני אחד העיר שייתכן והמשתתפים הגבירו את מאמציהם מתוך נסיון לתת דוגמה או משיקולי כדאיות חברתית, ולכן ייתכן שהפרזנו בהשפעת המגע עם המוטבים. יש להביא בחשבון את שיטות המגע עם המוטבים, השונות מאלו שבניסויים קודמים, בשעת ניתוח התוצאות ויש צורך להתייחס אליהן במחקרים עתידיים בנושא.

ייתכן שיכולת ההכללה (external validity) של התוצאות נפגעה מכיוון שהמשתתפים נבחרו באקראי רק מתוך 249 עובדי בי”ח שהתנדבו לניסוי     ולא מתוך כל 1100 עובדי הסיעוד במוסד. אולם יש נסיבות המפיגות חשש זה. ראשית, הנתונים הדמוגרפיים של המדגם דומים למדי לאלה של כלל עובדי הסיעוד במוסד. כאמור, משתתפי הניסוי היו דומים לעמיתיהם ברמה 0.5   בנתוני המגדר, הגיל, הוותק ושנות ההשכלה. ההבדל המשמעותי היחיד היה שלמתנדבים היו בממוצע פחות  ילדים נתמכים משהיו לשאר העובדים. שנית, עובדי בתי חולים מרבים להתנדב, כפי שהתברר מסקר שערכה מח’ כוח האדם בביה”ח. כ-58 אחוזים מעובדי המנהל ו-81 אחוזים מהעובדים הרפואיים והטיפוליים השתתפו בפעילות התנדבותית כלשהי בביה”ח, כגון תרומת דם או איסוף תרומות בשנת 2010. אמנם נסיבות אלה מבהירות את יכולת ההכללה של התוצאות, אולם מטרתה העיקרית של תכנית המחקר הייתה לוודא קשר סיבתי בין הטיפול לתוצאה (internal validity). כאן עלינו להסכים עם רייט וגראנט, שכל תכנית ניסוי תובעת פשרה בין הצורך להוכיח סיבתיות, יכולת ההכללה של התוצאות, וישימותו של המחקר בכלל האוכלוסייה. למרות שכל המטרות האלה חשובות, כל תכנית ניסוי יכולה להדגיש רק שתיים מהן, על חשבון השלישית (2010, עמ’ 692).

חסרון אפשרי נוסף היה בכך שהניסוי לא כלל תצפיות עם פסקי זמן לפני פעולות הניסוי ואחריהן. ללא פסקי זמן בניסוי, קשה לקבוע האם השינויים ברמת ההש”צ בין שאלוני ההתחלה וההמשך יתקיימו לאורך זמן.

מסקנות

למרות חסרונותיה האמורים של שיטת הניסוי, הצלחנו לתרום שלוש תרומות חשובות להבנת הקשר בין הנעה לביצועים בעבודה בשירות הציבורי:

• הצלחנו לשחזר את תוצאותיו של ניסוי קודם בסביבה אחרת, שהוכיח את תרומתם של המגע עם המוטבים (גראנט ושות’, 2007, גראנט 2008 ב’) ושל פעולות שכנוע עצמי (ארונסן 1999; הסלין, לאת’אם ו-וואן דה וואלה 2005; מורוביץ ופיצימונס 2004; נסלון ונורמן 2005) לשיפור ביצועיהם של עובדי ציבור. הניסוי שלנו הוכיח שמפגש בין עובדי הסיעוד למוטבים הישירים של מאמציהם חיזק בהרבה את ההתמדה,  התפוקה, הפריון והערנות שלהם. התוצאות היו דומות כשקבוצת עובדי סיעוד התבקשה לחשוב על ההשפעה החברתית של עבודתם ואז לשבח אותה בציבור  בעל פה ובכתב. ממצאינו מחזקים את יכולת ההכללה של תוצאות ניסויים קודמים שנערכו בארה”ב ובארה”ב, שכן הצלחנו לשחזר את תוצאותיהם  תוך שינוי פעולות הניסוי, סוג העובדים המשתתפים, וביבשת אחרת.
• תרמנו לפתרון השאלה האם רמת ההש”צ היא קבועה או משתנה (ברואר 2003; קרוסון 1997; היוסטון 2006; קארל ופיט 2004; פוזנר ושמיט 1996; רייני 1982). ממצאי הניסוי שלנו הוכיחו שהיא משתנה מזמן לזמן, או לפחות מסוגלת להשתנות בהרבה אצל אותו אדם. עובדי הסיעוד שנחשפו למגע עם מוטבים או לפעולות שכנוע עצמי הפגינו עלייה משמעותית ברמת ההש”צ לעומת קב’ הביקורת. מכאן נובע שרמת ההנעה של עובדי ארגון כלשהו בכל רגע מושפעות לא רק מתהליכי משיכה, בחירה והתשה, אלא, כמו הערכים הקשורים להש”צ, עשויה להשתנות בהשפעת תהליכים ארגוניים (קייבל ופארסונס, 2001).       
• תרומתנו החשובה ביותר היא כנראה גילוי הוכחות נסיוניות חיוניות לתרומתה של ההש”צ לביצועים בעבודה. ממצאינו הוכיחו שהן מגע עם המוטבים והן פעולות שכנוע עצמי שיפרו את הביצועים אצל עובדים שדיווחו על רמת הש”צ גבוהה יותר לפני שנחשפו לשתי פעולות הניסוי. יתירה מזאת, העלייה המשמעותית ברמת ההש”צ בקבוצות הניסוי אך לא בקבוצת הביקורת, הייתה גורם ממצע חלקי בהשפעות החיוביות של פעולות הניסוי על הביצועים בעבודה. תוצאות הניסוי תורמות רבות להבנת הקשר הסיבתי בין הנעה לבין ביצועים בעבודה אצל עובדי ציבור.

למחקר זה ייתכנו גם יישומים מעשיים חשובים בנוגע לארגונים ציבוריים ולמנהליהם:

1. תרמנו מידע רב ערך לספרות המחקר על יכולתם של מגע עם מוטבים ושל פעולות  המחוללות שכנוע עצמי לשפר את ביצועיהם של עובדי ציבור. הצלחתנו לשחזר תוצאות של ניסויים קודמים על עובדים אחרים ותוך ביצוע פעולות ניסוי שונות היא הוכחה חותכת לתרומתן החיובית של שתי הפעולות האלה. יתירה מזאת, ייתכן שלמחקרנו יהיה ערך רב בעולם, כי למיטב ידיעתנו הוא הראשון מסוגו שנערך מחוץ לצפון אמריקה. לאור ממצאינו, מנהלים בארגונים ציבוריים מוכרחים להמציא דרכים מקוריות לשכנוע עצמי של עובדיהם ולאפשר לעובדיהם מגע ישיר עם מוטבי מאמציהם בכל הזדמנות. קיומם של פתרונות זולים ביותר, כמו אלה שניסינו במחקרנו, הופך אותם למועילים במיוחד לארגונים ציבוריים הסובלים מקיצוצים חמורים בתקציב.
2. מסקנה מעשית כללית יותר של מחקרנו היא שהתערבות ארגונית מסוגלת לשפר את ההנעה של העובדים. לאור תוצאות מחקרנו, נראה שרמת ההנעה אצל חברי ארגון מושפעת לא רק מתהליכי המשיכה, הבחירה וההתשה אלא במידת מה גם מפעולות הארגון. בשל השפעתה הטובה של ההש”צ על הביצועים עבודה,  כדאי מאוד למנהלי ארגונים ציבוריים לערוך פעילויות המעלות את רמת ההש”צ, ולהיזהר מתהליכים שעלולים להוריד אותה. תוצאות מחקרינו דורשים מחקר נוסף, בעיקר ניסוי בשטח, לבדיקת השפעתן של פעולות ניהוליות כגון תשלום לפי ביצועים, על רמת ההנעה של עובדי ציבור (למ’ בלה 2010; פרי, אנגברז

וג’ון 2009).    

נראה שרמת ההנעה אצל חברי ארגון מושפעת לא רק מתהליכי המשיכה, הבחירה וההתשה אלא במידת מה גם מפעולות הארגון.