مقياس نموذج المناخ النفسي التنافسي وسلوك المواطنة التنظيمية

الملخص

يُمثّل مقياس نموذج المناخ النفسي التنافسي وسلوك المواطنة التنظيمية (Competitive Psychological Climate and Organizational Citizenship Behavior–Model Inventory)، الذي طوّره ونشره الباحثون شاكر بني ملحم وزملاؤه (Bani-Melhem et al., 2023)، أداة سيكومترية مُتقدّمة صُمّمت لقياس الديناميات التفاعلية المعقدة بين إدراك التنافسية داخل بيئة العمل ومخرجات السلوك الوظيفي التلقائي. يتناول المقياس كيفية تأثير «المناخ النفسي التنافسي» (Competitive Psychological Climate) في بعدين جوهريين من أبعاد سلوك المواطنة التنظيمية: السلوك الموجّه نحو زملاء العمل (OCB-CW)، والسلوك الموجّه نحو العملاء (OCB-C)، مع اختبار الدور الوسيط لمشاعر الغيرة الوظيفية (Jealousy) استناداً إلى نظرية المقارنة الاجتماعية، والدور المُعدِّل لتقدير الذات القائم على المنظمة (Organization-Based Self-Esteem – OBSE) ارتكازاً على نظرية الاتساق الذاتي (Self-Consistency Theory).

تكوّنت النسخة الأولية للأداة من 31 فقرة، موزعة على خمسة أبعاد رئيسية، جرى تكييفها وتطويرها بالاعتماد على دراسات تأصيلية رائدة (مثل: Fletcher et al., 2008؛ Han et al., 2020؛ Bettencourt & Brown, 1997). وعقب إجراء التحليلات السيكومترية والتأكيدية الميدانية على عينة ثنائية (Dyadic) جمعت بين موظفي خدمة العملاء والمشرفين المباشرين عليهم في قطاع الضيافة والفنادق بدولة الإمارات العربية المتحدة، استقر النموذج النهائي على 29 فقرة بعد حذف فقرتين (OCBCW2 و OBSE2) لانخفاض تشبعهما العاملي عن عتبة القبول (0.50). أظهرت النتائج مستويات اتساق داخلي استثنائية؛ حيث تراوحت الموثوقية المركبة (CR) بين 0.940 و0.978، وتجاوزت قيم ألفا كرونباخ عتبة 0.70، في حين أثبت التحليل العاملي التوكيدي مطابقة بنيوية ممتازة لمؤشرات الملاءمة (CFI = 0.987, TLI = 0.985, RMSEA = 0.034, SRMR = 0.041)، مما يجعله نموذجاً سيكومترياً رصيناً ومتاحاً باللغتين العربية والإنجليزية للأغراض البحثية والأكاديمية.

الكلمات المفتاحية

المناخ النفسي التنافسي، سلوك المواطنة التنظيمية، سلوك المواطنة تجاه العملاء، سلوك المواطنة تجاه الزملاء، تقدير الذات القائم على المنظمة، الغيرة في بيئة العمل، نظرية المقارنة الاجتماعية، نظرية الاتساق الذاتي، القياس النفسي، قطاع الضيافة، التحليل العاملي التوكيدي، العلاقات الثنائية.

المؤلفون

تولى تصميم هذا النموذج البحثي وتطوير أدواته السيكومترية فريق أكاديمي متخصّص في السلوك التنظيمي وإدارة الموارد البشرية وإدارة الأعمال، وهم:

• د. شاكر صالح بني ملحم (Shaker Bani-Melhem): قسم الإدارة، كلية إدارة الأعمال، جامعة الشارقة، الشارقة، دولة الإمارات العربية المتحدة. معرّف أوركيد (ORCID): 0000-0002-6137-7691. البريد الإلكتروني للمراسلة: [email protected].
• أ.د. فريدة واتي محمد شمس الدين (Faridahwati Mohd Shamsudin): قسم الإدارة، كلية إدارة الأعمال، جامعة الشارقة، الشارقة، دولة الإمارات العربية المتحدة. البريد الإلكتروني: [email protected].
• د. روان أبو خيط (Rawan Abukhait): قسم الإدارة، كلية إدارة الأعمال، جامعة عجمان، عجمان، دولة الإمارات العربية المتحدة. البريد الإلكتروني: [email protected].
• أ.د. محمد أحمد الهواري (Mohd Ahmad Al-Hawari): قسم الإدارة، كلية إدارة الأعمال، جامعة الشارقة، الشارقة، دولة الإمارات العربية المتحدة. معرّف أوركيد (ORCID): 0000-0002-2166-0572. البريد الإلكتروني: [email protected].

الغرض

تم تطوير حزمة مقاييس «نموذج المناخ النفسي التنافسي وسلوك المواطنة التنظيمية» لمعالجة إشكالية نظرية وميدانية معقدة في حقل علم النفس الصناعي والتنظيمي (Industrial and Organizational Psychology). لطالما اعتبرت الأدبيات الإدارية أن التنافسية داخل مكان العمل بمثابة سلاح ذي حدين (Double-edged sword)؛ فبينما يرى تيار نظري كلاسيكي أن تحفيز المقارنات التنافسية يُعلي من وتيرة الإنتاجية والتميز التشغيلي، يؤكد تيار معاكس أن هذا المناخ يولّد توترات عاطفية وسلوكيات مضادة للإنتاجية تؤدي إلى تقويض أواصر التعاون والتماسك الجماعي.

يهدف هذا المقياس بصفة أساسية إلى تفكيك هذه الجدلية من خلال تحقيق الأغراض الآتية:

• قياس المناخ النفسي التنافسي: رصد إدراك الفرد لدرجة تركيز المنظمة على المقارنة المباشرة في الأداء بين العاملين وربط المكافآت والمكانة بترتيب الأداء النسبي.
• تقييم مخرجات سلوك المواطنة التنظيمية متعددة الاتجاهات: قياس سلوكيات التطوع والتفاني خارج المتطلبات الرسمية للوظيفة، مع الفصل الدقيق بين السلوكيات الموجهة أفقياً لدعم الزملاء (OCB-CW) وتلك الموجهة خارجياً لخدمة وإسعاد العملاء (OCB-C).
• فحص الآليات العاطفية الوسيطة (الغيرة الوظيفية): اختبار كيف يتحول الضغط التنافسي والمقارنات الاجتماعية الصاعدة إلى مشاعر سلبية تجاه تفوق الزملاء وحظوتهم لدى المشرفين، وتحديد مسارات تأثير هذه المشاعر في خفض الرغبة في مد يد العون للآخرين.
• تحديد العوامل المعدلة الوقائية (تقدير الذات القائم على المنظمة): فحص دور إحساس الموظف بقيمته وأهميته داخل المنظمة في كبح جماح الآثار التدميرية للغيرة؛ حيث يُمكّن المقياس المؤسسات من تحديد ما إذا كان بناء رأس مال نفسي تقديري يعصم الموظفين من التراجع عن سلوكيات المواطنة عند استشعار الغيرة.
• التطبيقات التشخيصية والتدريبية: يُفيد المقياس الباحثين ومستشاري الموارد البشرية في المؤسسات الخدمية (كالفنادق والمستشفيات والبنوك) في رصد التوازن الدقيق بين التحفيز التنافسي والسلامة النفسية للموظفين، والوقاية من بيئات العمل السامة.

البناء النفسي

يقوم المقياس على بنية خماسية الأبعاد تمثل شبكة مفاهيمية رصينة تربط بين المتغيرات المستقلة، والوسيطة، والمُعدِّلة، والتابعة. وفيما يلي تفصيل معمق لكل بعد من أبعاد البناء النفسي للمقياس:

1. المناخ النفسي التنافسي (Competitive Psychological Climate – CPC)

يُعرّف المناخ النفسي التنافسي بأنه الإدراك المعرفي الذاتي للموظف بأن مكافآت المنظمة، واعترافها، وتوزيع الفرص الترقوية فيها ترتكز بصفة جوهرية على المقارنة المستمرة بين أدائه وأداء زملائه. لا يعبر هذا البعد عن التنافسية كسمة شخصية لدى الفرد، بل كخاصية بيئية يدركها الموظف في سلوك الإدارة وزملائه. تتجلى هذه البنية في أربعة مظاهر رئيسية تقيسها فقرات هذا البعد: تكرار قيام المدير بمقارنة النتائج، ربط التقدير بالترتيب الوظيفي النسبي، هاجس العاملين باحتلال المراتب العليا، ومبادرة الزملاء أنفسهم بمقارنة منجزاتهم بالآخرين.

2. سلوك المواطنة التنظيمية تجاه العملاء (OCB Toward Customers – OCB-C)

يمثل هذا البعد السلوكيات الاختيارية والتطوعية التي يقدمها موظف الخطوط الأمامية للعملاء، والتي تتجاوز بوضوح التوصيف الوظيفي الرسمي المكتوب ومعايير الأداء المعتادة. يشمل هذا المفهوم بذل جهد استثنائي لحل مشكلات العميل غير المتوقعة، والتفاني في إرضائه، والحرص على تقديم تجربة استهلاكية استثنائية طواعية. يُعد هذا المتغير تابعاً بالغ الأهمية في المنظمات الخدمية؛ حيث ينعكس مباشرة على ولاء العملاء وسمعة المؤسسة.

3. تقدير الذات القائم على المنظمة (Organization-Based Self-Esteem – OBSE)

يُعبّر هذا البناء عن تقييم الموظف الذاتي لجدارته وقيمته كعضو فاعل ومؤثر داخل سياق منظمته المحددة (وليس تقديراً عاماً للذات خارج السياق المؤسسي). يعكس المفهوم إيمان الموظف بأن وجوده ذو أثر ملموس، وأنه يحظى بالثقة والاعتبار، وأن آراءه تؤخذ بجدية بالغة من قبل الإدارة والزملاء. يعمل هذا البعد كمخمد نفسي (Psychological Buffer) يحمي الهوية المهنية للموظف في البيئات الضاغطة.

4. الغيرة في بيئة العمل (Jealousy – JLS)

تُعرّف الغيرة الوظيفية كنمط عاطفي معقد يتولد عندما يشعر الموظف بتهديد يمس علاقته المهنية المتميزة مع مشرفه المباشر نتيجة إنجازات أو حظوة يحققها زميل آخر. يمتزج في هذا المفهوم الشعور بالاستياء، والإحباط، والغضب الداخلي، والخوف من فقدان المكاسب المعنوية أو المادية لصالح زميل مقارن. ركز بناء هذا البعد على التمظهرات الفسيولوجية والوجدانية للغيرة عند إشادة المشرف بالآخرين أو توجيه الاهتمام والتقدير لهم بدلاً من الموظف نفسه.

5. سلوك المواطنة التنظيمية تجاه الزملاء (OCB Toward Co-Workers – OCB-CW)

يُركّز هذا البعد على السلوكيات التعاونية التلقائية ذات البعد الإنساني والإيثاري التي يمارسها الموظف لدعم ومساندة أقرانه في المنظمة دون انتظار مقابل مالي أو إداري رسمي. تشتمل المظاهر السلوكية لهذا البناء على مساعدة الزملاء عند تراكم أعباء العمل، ومساعدة المتغيبين، وإبداء الاهتمام الصادق بمشكلاتهم والإنصات لهم، وتوجيه الموظفين الجدد ودمجهم في بيئة العمل.

الإطار النظري

يستند النموذج القياسي إلى تكامل نظري رصين يجمع بين مدرستين فكريتين رئيسيتين في علم النفس الاجتماعي والتنظيمي، هما: نظرية المقارنة الاجتماعية ونظرية الاتساق الذاتي.

1. نظرية المقارنة الاجتماعية (Social Comparison Theory)

أرسى دعائم هذه النظرية عالم النفس الشهير ليون فيستنجر (Leon Festinger, 1954)، والتي تفترض أن لدى الأفراد دافعاً فطرياً لتقييم آرائهم وقدراتهم، وفي غياب المعايير المادية الموضوعية، يلجأ الأفراد إلى مقارنة أنفسهم بأقرانهم المشابهين. في سياق المناخ النفسي التنافسي، تخلق المنظمة بيئة تفرض المقارنات الصاعدة (Upward Social Comparisons) باستمرار؛ حيث يُدفع الموظفون لمقارنة مستوياتهم بنظرائهم المتفوقين أو المكافئين.

توجه النظرية بناء المقياس من خلال تفسير نشأة «الغيرة الوظيفية»؛ فعندما يرى الموظف زميلاً يتلقى ثناء المشرف أو يحتل قمة الترتيب الوظيفي، فإن هذه المقارنة الصاعدة تؤدي إلى إدراك نقص نسبي في المكانة يهدد الصورة الذاتية، مما يولد مشاعر حنق واستياء وغيرة. ووفقاً للنموذج، تدفع هذه الغيرة الموظف نحو حجب الدعم والمساعدة عن الزملاء المنافسين (تراجع OCB-CW)، بل قد تمتد الآثار السلبية لتثبيط الهمة تجاه مساعدة العملاء (OCB-C) نتيجة استنزاف الموارد النفسية المعرفية والانفعالية في التعامل مع مشاعر الغيرة.

2. نظرية الاتساق الذاتي (Self-Consistency Theory)

صاغ هذه النظرية عالم النفس التنظيمي أبراهام كورمان (Abraham Korman, 1970)، وتنص على أن الأفراد يميلون سلوكياً ووجدانياً إلى التصرف بطرق تتسق تماماً مع مفاهيمهم الذاتية وتقييماتهم لكفاءتهم وجدارتهم. الأفراد الذين يمتلكون تقديراً مرتفعاً للذات يسعون للحفاظ على صورة إيجابية عن أنفسهم من خلال تبني سلوكيات إيجابية ومحفزة حتى في ظل الظروف البيئية غير المواتية.

استُخدمت هذه النظرية لتأسيس الدور المُعدِّل لبعد تقدير الذات القائم على المنظمة (OBSE)؛ إذ يفترض النموذج أن الموظفين أصحاب الـ OBSE المرتفع يرون أنفسهم عناصر حيوية وذات قيمة أصيلة في المؤسسة، وبالتالي فإن مشاعر الغيرة الطارئة الناتجة عن المناخ التنافسي لن تدفعهم إلى تقليص سلوك المواطنة تجاه زملائهم أو عملائهم؛ لأن تقليص هذه السلوكيات يتناقض مع اتساق هويتهم كأشخاص متعاونين، أكفاء، وناجحين. في المقابل، فإن أولئك الذين يفتقرون لـ OBSE يكونون أكثر هشاشة، وسرعان ما تترجم مشاعر الغيرة لديهم إلى سلوكيات انعزالية تقوض سلوك المواطنة التنظيمية.

الصدق

خضع مقياس نموذج المناخ النفسي التنافسي وسلوك المواطنة التنظيمية لفحوصات إحصائية صارمة للتحقق من مختلف أشكال الصدق السيكومتري (Psychometric Validity)، مستخدماً عينة ثنائية مكونة من الموظفين ومشرفيهم، مما ساهم في خفض تحيز الطريقة المشتركة (Common Method Bias) وعزز الصدق البنائي للأداة:

1. صدق التقارب (Convergent Validity)

تم تقييم صدق التقارب للأبعاد من خلال فحص متوسط التباين المستخرج (Average Variance Extracted – AVE) لكل متغير كامن. واستناداً إلى معايير هاير وزملائه (Hair et al., 2010)، يجب أن تتجاوز قيمة AVE عتبة 0.50 لتدل على أن المتغير يفسر أكثر من نصف تباين مؤشراته المقاسة. أظهرت النتائج أن جميع المتغيرات حققت قيماً تفوق بكثير هذه العتبة:

• تراوحت قيم AVE لجميع متغيرات النموذج بين 0.741 و 0.830.
• تؤكد هذه القيم المرتفعة وجود صدق تقاربي ممتاز لجميع الأبعاد المقاسة، مما يشير إلى أن الفقرات تعكس البنى النظرية التي وُضعت لقياسها بدرجة عالية من الدقة والتجانس.

2. صدق التمايز (Discriminant Validity)

جرى التحقق من الصدق التمايزي عبر طريقتين إحصائيتين معتمدتين:

• معيار فورنل ولاكر (Fornell-Larcker Criterion): أظهرت المقارنات أن الجذر التربيعي لقيمة متوسط التباين المستخرج (Square Root of AVE) لكل متغير كانت أعلى من قيمة الارتباطات المتبادلة بين ذلك المتغير وأي متغير آخر داخل النموذج، مما يثبت استقلالية المفاهيم المقاسة.
• عتبة الارتباطات المتبادلة (Kline, 2010): تراوحت معاملات الارتباط الثنائي بين متغيرات الدراسة ما بين -0.280 و 0.454. وجاءت جميعها أقل بكثير من الحد الأقصى الحرج للتمايز البالغ 0.85، مما يبرهن بشكل قاطع على خلو الأداة من التداخل المفهومي أو تكرار القياس بين البنى المختلفة.

3. تحيز الطريقة المشتركة (Common Method Bias)

أجرى الباحثون اختبار هارمان للعامل الأحادي (Harman’s Single Factor Test) للتحقق من عدم تأثر البيانات بتحيز جمع البيانات عبر استبيان واحد. أسفر التحليل الاستكشافي غير المدور عن أن العامل الأول الأكبر استأثر بنسبة 28.964% فقط من إجمالي التباين المفسر، وهي نسبة تقل كثيراً عن العتبة الحرجة المقلقة البالغة 50% (Hoyle, 1995)، مما يؤكد سلامة التصميم الميداني من مشكلات التحيز الإجرائي.

الثبات

قيس الثبات السيكومتري للأداة بالاعتماد على مؤشرات الاتساق الداخلي (Internal Consistency Reliability)، والتي كشفت عن تماسك بنيوي وموثوقية قياسية عالية جداً عبر جميع المتغيرات الخمسة في البيئة الميدانية:

1. الموثوقية المركبة (Composite Reliability – CR)

تُعد الموثوقية المركبة مقياساً أكثر دقة وملاءمة في نماذج المعادلات البنائية مقارنة بمعامل ألفا الكلاسيكي. وفقاً لإرشادات هاير وشركائه (Hair et al., 2010)، تُعد القيمة 0.60 أو 0.70 مؤشراً على الثبات الجيد. أظهرت بيانات النموذج ما يلي:

• تراوحت قيم الموثوقية المركبة (CR) لأبعاد المقياس بين 0.940 و 0.978.
• تشير هذه المعدلات المتفوقة إلى أن المتغيرات الخفية تمتلك مؤشرات متسقة للغاية في قياس التباين المشترك للظواهر المفحوصة.

2. معامل ألفا كرونباخ (Cronbach’s Alpha)

تم استخراج معاملات الاتساق الداخلي التقليدية (ألفا كرونباخ) للتحقق من استقرار الاستجابات:

• تجاوزت جميع معاملات ألفا كرونباخ للأبعاد الخمسة عتبة القبول الصارمة البالغة 0.70 التي حددها نونالي وبيرنشتاين (Nunnally & Bernstein, 1994).
• عكست النتائج خلو المقاييس الفرعية من التناقضات العشوائية بين الفقرات في نسختيها المعربّة والإنجليزية، ما يبرهن على صلاحيتها التامة للاستخدام القياسي المتكرر دون فقدان الدقة الإحصائية.

التحليل العاملي

خضعت الأداة لاختبارات التحليل العاملي التوكيدي (Confirmatory Factor Analysis – CFA) باستخدام حزم النمذجة البنائية، وذلك للتحقق من مطابقة مصفوفة التباين والتباين المشترك للبيانات الفعلية للنموذج النظري المقترح المكوّن من خمسة عوامل مستقلة.

تنقية الفقرات والتشبعات العاملية (Item Purification)

اشتملت النسخة المبدئية التي وُزعت على العينة الميدانية على 31 فقرة. وخلال مرحلة التحليل العاملي التوكيدي الأولي، طُبقت قاعدة الحذف للفقرات التي لا تحقق الحد الأدنى من التشبع العاملي المعياري البالغ 0.50 (Cut-off point ≥ 0.50). أسفر هذا التحليل عن حذف فقرتين هما:

• الفقرة OCBCW2 من مقياس «سلوك المواطنة تجاه الزملاء» (ونصها: أساعد زملائي في العمل الذين تغيبوا لإنهاء أعمالهم).
• الفقرة OBSE2 من مقياس «تقدير الذات القائم على المنظمة» (ونصها: يؤخذ رأيي بجدية هنا).

وبعد استبعاد هاتين الفقرتين، استقر النموذج النهائي على 29 فقرة حققت جميعها تشبعات عاملية قوية ومعنوية إحصائياً عند مستوى (p < 0.001)، تراوحت بين المقبول والممتاز ومكنت المتغيرات الكامنة من استيعاب أعلى قدر من التباين التفسيري.

مؤشرات مطابقة النموذج العاملي النهائي (Model Fit Indices)

أفرز التحليل العاملي التوكيدي للنموذج خماسي الأبعاد (29 فقرة) مؤشرات مطابقة ممتازة تفوقت على جميع الحدود المرجعية الموصى بها في الأدبيات المنهجية المتقدمة:

• مربع كاي ودرجات الحرية: χ²(367) = 426.899 (p < 0.05).
• مربع كاي المعياري: χ²/df = 1.163 (وهي قيمة مثالية للغاية، تقع دون الحد الأعلى الصارم البالغ 2.0 أو 3.0).
• مؤشر جودة المطابقة (GFI): 0.839 (أعلى من عتبة القبول 0.80 للنماذج الكبيرة والمعقدة).
• مؤشر جودة المطابقة المعدل (AGFI): 0.809 (متجاوزاً عتبة 0.80).
• مؤشر المطابقة المقارن (CFI): 0.987 (أعلى بكثير من العتبة الممتازة 0.95).
• مؤشر تاكر-لويس (TLI): 0.985 (تطابق استثنائي يتجاوز 0.95).
• مؤشر المطابقة التزايدي (IFI): 0.987.
• جذر متوسط مربعات الخطأ للتقريب (RMSEA): 0.034 (أقل بكثير من الحد الصارم 0.05، مما يثبت دقة النموذج في عدم تشويه العلاقات الحقيقية في المجتمع).
• الجذر المعياري لمتوسط مربع البواقي (SRMR): 0.041 (أقل بكثير من عتبة 0.08).

تؤكد هذه المؤشرات مجتمعة أن التكوين العاملي الخماسي للنموذج يتمتع بصلابة بنيوية قاطعة تدعم صلاحية القياس والتفسير النظري في الأبحاث اللاحقة.

أداة القياس

تتسم أداة القياس بخصائص تصميمية ومنهجية تمنحها مرونة وموثوقية عالية عند التطبيق في الأبحاث الميدانية:

• نوع الأداة: استبيان قياس نفسي مسحي / استخبار نمذجي أصلي (Original Inventory/Questionnaire).
• عدد الفقرات الكلي: 31 فقرة في التصميم الأولي؛ 29 فقرة في النسخة المعتمدة والمطابقة عاملياً (بعد استبعاد الفقرتين OCBCW2 و OBSE2).
• مقياس الاستجابة: مقياس ليكرت خماسي النقاط (5-point Likert scale)؛ حيث تمتد خيارات الإجابة من 1 = “أعارض بشدة” (Strongly Disagree) إلى 5 = “أوافق بشدة” (Strongly Agree).
• طبيعة جمع البيانات (Dyadic Design): صُممت الأداة لتُجمع بطريقة ثنائية لتفادي أخطاء التقييم الذاتي؛ حيث يُقيّم الموظف إدراكه للمناخ التنافسي (CPC)، ومشاعره بالغيرة (JLS)، وتقديره لذاته (OBSE)، وسلوكه نحو زملائه (OCB-CW)، بينما يتولى المشرف المباشر تقييم سلوكيات المواطنة التنظيمية للموظف الموجهة نحو العملاء (OCB-C).
• اللغات المتاحة: الاستبيان مُتاح ومُتحقّق من صدقه باللغتين العربية والإنجليزية.
• المجتمع المستهدف: العاملون في سن الرشد (18 سنة فما فوق)، بمختلف فئاتهم العمرية (الشباب 18-29 سنة، الثلاثينيات 30-39 سنة، ومنتصف العمر 40-64 سنة)، من الذكور والإناث.
• السياق الميداني للتطبيق: موظفو الخطوط الأمامية لخدمة العملاء ومشرفوهم في قطاع السياحة والضيافة والفنادق، وقابل للتطبيق في القطاعات الخدمية المشابهة (كالمصارف، الرعاية الصحية، والاتصالات).
• طريقة التصحيح وحساب الدرجات: تُحسب الدرجة لكل بعد من خلال حساب المتوسط الحسابي (Mean) لفقرات ذلك البعد، أو جمع الدرجات الخام؛ حيث تعكس الدرجة المرتفعة مستويات أعلى من البناء المقاس. لا توجد فقرات ذات تصحيح عكسي (Reverse-scored items) ضمن النسخة المعتمدة.

الأذونات والرسوم وسنة الاختبار

نُشرت الأداة رسمياً في مطلع عام 2023 ضمن دراسة منشورة في إحدى المجلات الرائدة دولياً (Journal of Hospitality and Tourism Management). وتخضع الأداة للضوابط الآتية:

• سنة الاختبار والنشر: 2023.
• الأذونات وسياسة الاستخدام: المقياس متاح للاستخدام للأغراض الأكاديمية، والبحث العلمي، والتدريس الجامعي دون مقابل مالي (Permissions: May be used for Research/Teaching purposes).
• الاستخدام التجاري: غير مسموح بالاستخدام التجاري المباشر أو إعادة بيع الأداة دون إذن كتابي وترخيص رسمي من أصحاب حقوق النشر والمؤلفين (Commercial Use: No).
• الرسوم: مجاني بالكامل للأغراض العلمية غير الربحية (Fee: No).
• حقوق النشر: محفوظة للناشر الأكاديمي (Elsevier) والمؤلفين، مع ضرورة الاستشهاد بالمرجع الأصلي المنشور للدراسة عند استخدام الأداة كلياً أو جزئياً.

المراجع

• Bani-Melhem, S., Shamsudin, F. M., Abukhait, R., & Al-Hawari, M. A. (2023). Competitive psychological climate as a double-edged sword: A moderated mediation model of organization-based self-esteem, jealousy, and organizational citizenship behaviors. Journal of Hospitality and Tourism Management, 54, 139–151. https://doi.org/10.1016/j.jhtm.2022.12.011
• Bettencourt, L. A., & Brown, S. W. (1997). Contact employees: Relationships among workplace fairness, job satisfaction and prosocial service behaviors. Journal of Retailing, 73(1), 39–61. https://doi.org/10.1016/S0022-4359(97)90014-2
• Festinger, L. (1954). A theory of social comparison processes. Human Relations, 7(2), 117–140. https://doi.org/10.1177/001872675400700202
• Fletcher, T. D., Major, D. A., & Davis, D. D. (2008). The interactive relationship of competitive climate and trait competitiveness with work-related outcomes. Journal of Organizational Behavior, 29(7), 899–922. https://doi.org/10.1002/job.503
• Hair, J. F., Black, W. C., Babin, B. J., & Anderson, R. E. (2010). Multivariate data analysis: A global perspective (7th ed.). Pearson Education.
• Han, S. H., Sung, M., & Suh, B. (2020). Linking competitive psychological climate to counterproductive work behavior: The mediating role of workplace jealousy and the moderating role of self-efficacy. International Journal of Environmental Research and Public Health, 17(15), 5437. https://doi.org/10.3390/ijerph17155437
• Hoyle, R. H. (1995). Structural equation modeling: Concepts, issues, and applications. SAGE Publications.
• Kline, R. B. (2010). Principles and practice of structural equation modeling (3rd ed.). Guilford Press.
• Korman, A. K. (1970). Toward an hypothesis of work behavior. Journal of Applied Psychology, 54(1p1), 31–41. https://doi.org/10.1037/h0028656
• Nunnally, J. C., & Bernstein, I. H. (1994). Psychometric theory (3rd ed.). McGraw-Hill.

فقرات المقياس

فيما يلي النص الكامل للفقرات الأصلية للاستبيان كما تم استخدامها وتوثيقها في دراسة (Bani-Melhem et al., 2023). يُجاب عن جميع الفقرات باستخدام مقياس ليكرت الخماسي (من 1 = أعارض بشدة إلى 5 = أوافق بشدة).