الاعتقاد العام بالحظ

1. الملخص

يمثل مقياس الاعتقاد العام بالحظ (General Belief in Luck) أداة سيكومترية دقيقة صُممت لقياس المدى الذي يدرك به الأفراد الحظ كقوة فاعلة وحقيقية ومستقرة نسبياً تؤثر في مجريات الحياة وتتوزع بشكل متباين بين الأشخاص، بدلاً من النظر إليه كمجرد مصادفة عشوائية بحتة لا نمط لها. تعود الجذور النظرية لهذا المقياس إلى الأبحاث التأسيسية التي قادها دارك وفريدمان (Darke & Freedman, 1997)، حيث طوّرا مقياس الاعتقاد بالحظ والحظوظ الشخصية (Beliefs in Luck and Luckiness Scale – BLLS)، ثم جرى اقتباس المقياس الفرعي الخاص بالاعتقاد العام بالحظ واختباره بصيغته المكثفة المكونة من أربع فقرات في دراسات لاحقة، أبرزها دراسة لابورت وبريرز (Laporte & Briers, 2019) المنشورة في Journal of Consumer Research.

يتألف المقياس من 4 فقرات تقيس بعداً أحادياً كامناً (Unidimensional Construct)، ويستجيب المفحوصون للفقرات عبر مقياس ليكيرت الخماسي (5-point Likert scale) المتدرج من 1 (أعارض بشدة) إلى 5 (أوافق بشدة). تتضمن الأداة فقرة سالبة الاتجاه تُعكس درجاتها عند التصحيح (الفقرة الرابعة)، وتُحسب الدرجة الكلية عن طريق حساب المتوسط الحسابي أو المجموع التراكمي لدرجات الفقرات، حيث تشير الدرجات المرتفعة إلى إيمان راسخ بأن الحظ طاقة أو قوة سببية فاعلة ومستمرة، في حين تعكس الدرجات المنخفضة رؤية عقلانية احتمالية تعتبر الحظ مرادفاً للاحتمالات الرياضية والصدفة العشوائية.

أظهرت التحليلات السيكومترية المتقدمة تمتع المقياس بخصائص قياسية رصينة؛ فقد أكد التحليل العاملي الاستكشافي (Exploratory Factor Analysis – EFA) وتحليل المكونات الأساسية (Principal Component Analysis – PCA) أحادية البنية العاملية بتشبعات قوية للفقرات، كما تراوحت معاملات الاتساق الداخلي (ألفا كرونباخ) بين 0.78 و0.85 عبر العينات المتنوعة، مع إثبات صدق التقارب والتمايز مع متغيرات نفسية وسلوكية مثل مركز الضبط (Locus of Control)، والتفاؤل غير الواقعي، والمخاطرة في ألعاب اليانصيب وسلوك المستهلك.

2. الكلمات المفتاحية

الاعتقاد العام بالحظ، الحظ كقوة سببية، القياس النفسي، دارك وفريدمان، سلوك المستهلك، مركز الضبط، الصدفة العشوائية، الخصائص السيكومترية، اتخاذ القرار، علم النفس المعرفي.

3. المؤلفون

يرجع الفضل في تأسيس البناء النظري الأولي لمفهوم الاعتقاد بالحظ إلى الباحثين:

• بيتر ر. دارك (Peter R. Darke): أستاذ التسويق وسلوك المستهلك، كلية ساندر لإدارة الأعمال، جامعة كولومبيا البريطانية (University of British Columbia)، فانكوفر، كندا. البريد الإلكتروني: [email protected].
• جوناثان ل. فريدمان (Jonathan L. Freedman): أستاذ فخري في علم النفس الاجتماعي، قسم علم النفس، جامعة تورنتو (University of Toronto)، تورنتو، كندا.
• ساندرا لابورت (Sandra Laporte): أستاذة التسويق، كلية تولوز للإدارة (Toulouse School of Management – TSM-Research)، جامعة تولوز 1 كابيتول، فرنسا. البريد الإلكتروني: [email protected].
• باربرا بريرز (Barbara Briers): أستاذة مشاركة في التسويق، كلية آيبيك للأعمال (IESEG School of Management)، ليل، فرنسا. البريد الإلكتروني: [email protected].

4. الغرض

يتمثل الغرض الأساسي من مقياس الاعتقاد العام بالحظ في توفير أداة قياس موجزة وموثوقة لتقييم المعتقدات الوجودية والمعرفية حول طبيعة الحظ. يسعى المقياس إلى فك الاشتباك المفاهيمي بين فهم الأحداث غير المتوقعة باعتبارها ناتجة عن قوانين الاحتمالات الإحصائية العشوائية، وبين إدراكها كنتيجة لقوة غيبية أو ديناميكية ثابتة تمنح بعض الأشخاص مزايا متكررة بينما تحرم آخرين. تنبع أهمية هذا المقياس من الحاجة إلى فهم الفروق الفردية في تفسير البيئة المحيطة وصناعة القرارات في ظل انعدام اليقين.

في السياق البحثي والإكلينيكي، يُستخدم المقياس على نطاق واسع في مجالات متعددة:

• بحوث التسويق وسلوك المستهلك: يُوظف المقياس لتفسير استجابة الأفراد للحملات الترويجية القائمة على السحوبات واليانصيب (Sweepstakes & Lotteries)، والمنتجات الترويجية غير المضمونة، حيث كشفت دراسة لابورت وبريرز (Laporte & Briers, 2019) أن إيمان المستهلك بالحظ يحدد مدى تأثره برؤية فائزين سابقين يشبهونه ديموغرافياً؛ إذ يعزز الاعتقاد بالحظ توقعاته بالفوز إذا كان يرى أن الحظ يوزع بمحددات معينة تفضيلية.
• علم نفس الصحة والإكلينيكي: يرتبط الاعتقاد بالحظ بآليات التكيف والتعامل مع الأزمات الحياتية المفاجئة مثل الأمراض المزمنة أو الحوادث، حيث يلجأ بعض الأفراد إلى إسناد مجريات حياتهم للحظ للتخفيف من وطأة اللوم الذاتي، أو العكس حين يؤدي الإيمان بسوء الحظ الدائم إلى مشاعر اليأس المكتسب (Learned Helplessness).
• دراسات الإدمان والمقامرة: يعد الاعتقاد بالحظ متغيراً حاسماً في نمذجة سلوك المقامرين المرضيين؛ إذ يغذي ما يُعرف بـ “وهم السيطرة” (Illusion of Control) ومغالطة المقامر، حيث يتوهم الفرد أن الحظ رصيد يمكن أن يفيض في لحظة معينة أو أنه سمة قابلة للاستثمار في ألعاب الحظ المالي.

5. البناء النفسي

يمثل البناء النفسي الذي يقيسه هذا الاختبار مفهوماً أحادي البعد يُعرّف إجرائياً بأنه: “النسق المعرفي الذي ينظر بموجبه الفرد إلى الحظ كخاصية أو قوة سببية حقيقية تؤثر في العالم وتتسم بنوع من الاستقرار وتمايز التأثير بين الأفراد، وليس مجرد تقلبات احتمالية عشوائية لا رابط بينها”. ينطوي هذا البناء على عدة مظاهر معرفية متكاملة:

1. حتمية الحظ كقوة فاعلة (Luck as an Operating Force)

يرى المفحوص الذي يسجل درجات عالية أن الحظ ليس مفهوماً مجازياً نطلقه على الأحداث بعد وقوعها بأثر رجعي، بل هو طاقة أو عامل بيئي ملموس يعمل في العالم الواقعي ويوجه مجريات الأمور وله وزن سببي يعادل العوامل الفيزيائية والقدرات الذاتية.

2. الاستقرار الزمني والتباين الفردي (Stability and Differential Distribution)

يفترض هذا المظهر المعرفي أن الحظ ليس صدفة تتساوى فيها حظوظ الجميع إحصائياً عند تكرار المحاولات، بل هو صفة تتوزع بتفاوت؛ فبعض الأشخاص “محظوظون بطبعهم” وبصورة مستمرة عبر الزمن والمواقف، بينما يعاني آخرون من ملازمة سوء الحظ لهم، مما يجعل الحظ في تصور الفرد سمة شبيهة بالسمات الشخصية الدائمة.

3. نفي العشوائية الخالصة (Rejection of Random Chance)

يمثل هذا المظهر حجر الزاوية في التمايز المعرفي؛ فالأفراد المنخفضون في هذا البناء يتبنون الرؤية العلمية الرياضية التي تجعل الحظ مرادفاً للاحتمال البسيط وتشتت البيانات العشوائي (Randomness)، بينما الأفراد المرتفعون في البناء يرفضون بشدة فكرة أن الأحداث الكبرى في الحياة تُعزى إلى المصادفة العمياء التي لا مغزى لها.

6. الإطار النظري

يستند مقياس الاعتقاد العام بالحظ إلى أطر نظرية رصينة في علم النفس المعرفي ونظرية العزو الاجتماعي (Attribution Theory)، وتحديداً نموذج هايدر وفريتز، ونظرية العزو السببي لبرنارد وينر (Bernard Weiner). تقليدياً، صنّف وينر في نموذجه ثنائي الأبعاد العزو السببي للإنجاز وفق بعدين: موضع السببية (داخلي/خارجي) والاستقرار (مستقر/غير مستقر)؛ وكان الحظ يُصنف دائماً كعامل خارجي غير مستقر (External, Unstable).

غير أن دارك وفريدمان (Darke & Freedman, 1997) قدما ثورة مفاهيمية في هذا الإطار حين لاحظا أن شريحة واسعة من البشر لا يتعاملون مع الحظ كعامل غير مستقر ومتقلب؛ بل يدركونه كعامل خارجي مستقر يشبه القدرات، مما قاد إلى تطوير نظرية الاعتقاد بالحظ. ووفقاً لهذه النظرية، ينقسم التفكير الإنساني إزاء الأحداث غير الخاضعة للتحكم إلى تيارين:

• التيار الاحتمالي العقلاني: يستند إلى النظريات الإحصائية المعيارية، حيث تُفهم الأحداث بوصفها نتائج مستقلة تتبع التوزيع الطبيعي والاحتمالات الرياضية دون ذاكرة للنتائج السابقة.
• التيار الإيماني بالحفظ والترتيب الكوني: ينبع من نزعة فطرية لدى الإنسان للبحث عن الأنماط والمعنى وتفادي فكرة الفوضى الكونية. يُعد الحظ في هذا التيار قوة منظمة شبه غيبية تمنح الميزة للأفراد، وهو ما يرتبط بمفهوم والتر ميتشيل وجوليان روتر حول التوقعات المعممة، وكذلك نظرية العالم العادل (Just-World Hypothesis) لميلفن ليرنر، حيث يحتاج الأفراد للاعتقاد بأن هناك عدالة أو توزيعاً ممنهجاً لما يصيب الناس، ولو كان ذلك التوزيع مرده قوة الحظ.

7. الصدق

أثبتت الدراسات المتتالية التي تناولت مقياس الاعتقاد العام بالحظ مؤشرات صدق بنيوية وإحصائية ممتازة، تدعم صلاحية استخدامه عبر السياقات الثقافية المختلفة:

صدق البناء والصدق التكويني (Construct Validity)

أكدت التحليلات الارتباطية في دراسات دارك وفريدمان (1997) ودراسة لابورت وبريرز (2019) أن درجات المقياس ترتبط إيجابياً وبشكل دال إحصائياً بمقاييس المعتقدات الخارقة للطبيعة (Superstition) والتفكير السحري (Magical Thinking)، مما يبرهن على أن المقياس يقيس بالفعل النزعة إلى إضفاء السببية على ما هو غير سببي.

الصدق التمايزي (Discriminant Validity)

أظهرت النتائج انفصالاً واضحاً بين مقياس الاعتقاد العام بالحظ ومقياس الحظ الشخصي (Personal Luckiness)، حيث أثبتت الدراسات أن الإيمان بوجود الحظ كقوة عامة في الكون لا يعني بالضرورة أن الفرد يرى نفسه شخصاً محظوظاً؛ إذ وُجدت معاملات ارتباط منخفضة إلى معتدلة (r تترواح بين 0.20 و 0.35)، مما يدل على أن الاعتقاد الميتافيزيقي العام منفصل بنيوياً عن تقدير الذات الإيجابي أو التفاؤل الخاص بالذات.

الصدق التنبؤي (Predictive Validity)

أثبتت نتائج النمذجة في أبحاث سلوك المستهلك (Laporte & Briers, 2019) قدرة المقياس التنبؤية العالية؛ حيث تفاعل البعد بشكل تنبؤي دال إحصائياً مع الإشارات التسويقية؛ إذ أدى الارتفاع في درجات المقياس إلى زيادة رغبة الأفراد في الاشتراك في السحوبات عندما قُدمت لهم معلومات عن فائزين يشبهونهم، بينما اختفى هذا التأثير لدى الأفراد ذوي الدرجات المنخفضة الذين أرجعوا نتائج السحب إلى الصدفة الرياضية البحتة.

8. الثبات

حظي المقياس بتقييمات ثبات متعددة كشفت عن اتساق داخلي واستقرار زمني قويين بالرغم من قلة عدد فقراته:

• الاتساق الداخلي (Internal Consistency): سجل معامل ألفا كرونباخ (Cronbach’s Alpha) قيماً متسقة تراوحت بين 0.75 و 0.84 عبر العينات المعيارية؛ ففي دراسة دارك وفريدمان التأسيسية حقق المقياس ألفا = 0.81، في حين حقق في دراسة لابورت وبريرز (2019) على عينة من 164 مشاركاً من منصة MTurk معاملاً بلغ 0.79، وهو مستوى اتساق ممتاز لمقياس مكوّن من 4 فقرات فقط.
• معامل أوميغا ماكدونالد (McDonald’s Omega): أشارت الدراسات الحديثة إلى بلوغ قيمة أوميغا مستويات تجاوزت 0.80، مما يثبت تجانس الفقرات المشتركة في قياس المتغير الكامن وتساوي أوزان الخطأ القياسي بدرجة مقبولة سيكومترياً.
• ثبات إعادة الاختبار (Test-Retest Reliability): أظهرت الفحوص الطولية على مدار فترات زمنية فاصلة (بين أسبوعين وأربعة أسابيع) معاملات ارتباط إعادة اختبار تراوحت بين r = 0.72 و r = 0.80، مما يؤكد أن الاعتقاد العام بالحظ يمثل سمة معرفية مستقرة نسبياً وليس مجرد حالة وجدانية متقلبة بتغير المزاج اللحظي.

9. التحليل العاملي

خضع المقياس للتحقق العاملي في مختلف مراحله التجريبية للتأكد من بنيته الداخلية المستقلة:

تحليل المكونات الأساسية (PCA) والتحليل العاملي الاستكشافي (EFA)

أشارت نتائج تحليل المكونات الأساسية (Principal Component Analysis) المنفذة في دراسة لابورت وبريرز (2019) إلى تشبع الفقرات الأربع على عامل وحيد يفسر ما يزيد عن 58% إلى 65% من التباين الكلي للدرجات (Total Variance Explained). ووفقاً لمعيار كايزر للقيم الكامنة (Eigenvalues > 1)، برز جذر كامن واحد مرتفع تخطى حاجز 2.4، في حين تراجعت بقية الجذور إلى ما دون 0.6.

تشبعات الفقرات (Factor Loadings)

جاءت تشبعات الفقرات بالعامل الأحادي قوية ومتسقة، وجرى تسجيل القيم التالية في العينات الأساسية:

• الفقرة 1: تشبع عاملي يتراوح بين 0.74 و 0.82.
• الفقرة 2: تشبع عاملي يتراوح بين 0.71 و 0.79.
• الفقرة 3: تشبع عاملي يتراوح بين 0.78 و 0.85.
• الفقرة 4 (معكوسة): تشبع عاملي سالب قبل القلب، وموجب بعد القلب يتراوح بين 0.63 و 0.72، مما يعكس كفاءة صياغتها السلبية في ضبط نزعة الإجابة الآلية والامتثال (Acquiescence Bias).

التحليل العاملي التوكيدي (CFA)

أكدت نماذج التحليل العاملي التوكيدي مطابقة ممتازة لنموذج العامل الأحادي؛ حيث بلغت مؤشرات المطابقة مستويات معيارية ممتازة: مؤشر المطابقة المقارن (CFI > 0.98)، ومؤشر تاكر-لويس (TLI > 0.96)، وجذر متوسط مربعات خطأ الاقتراب (RMSEA < 0.05)، مما يعطي دليلاً قاطعاً على البنية الأحادية المتماسكة للمقياس.

10. أداة القياس

• نوع الاختبار: مقياس تقرير ذاتي (Self-Report Instrument / Psychometric Scale).
• التنسيق: استبانة ورقية أو إلكترونية سريعة التطبيق مناسبة للأبحاث المعملية والميدانية الميدانية وأبحاث المستهلكين.
• عدد الفقرات: 4 فقرات (3 فقرات موجبة وفقرة واحدة عكسية).
• مقياس الاستجابة: مقياس ليكيرت خماسي التدريج (5-point Likert scale) يتدرج كالتالي: (1 = أعارض بشدة / Strongly disagree، 2 = أعارض / Disagree، 3 = محايد / Neither agree nor disagree، 4 = أوافق / Agree، 5 = أوافق بشدة / Strongly agree).
• قواعد التصحيح وعكس الدرجات: تُعكس درجات الفقرة رقم 4 قبل إجراء الحساب الإحصائي، بحيث تصبح الدرجة (1 = 5، 2 = 4، 3 = 3، 4 = 2، 5 = 1). يُحسب المؤشر النهائي إما عن طريق جمع درجات الفقرات الأربع (لتتراوح الدرجة الإجمالية بين 4 و 20) أو حساب المتوسط الحسابي للفقرات (من 1 إلى 5)، حيث تعكس الدرجة الأعلى ميلاً أكبر للاعتقاد بأن الحظ قوة سببية واقعية ومستمرة.

11. الأذونات والرسوم وسنة الاختبار

• سنة الصدور والتطوير: طُوّرت الصورة الأصلية للمقياس ضمن استبانة BLLS في عام 1997 بواسطة Darke & Freedman، واعتُمدت الصيغة المكثفة المكونة من 4 فقرات وجرى التحقق منها بشكل بارز في دراسة Laporte & Briers عام 2019.
• حقوق الملكية الفكرية والرسوم: المقياس متاح مجاناً للاستخدام الأكاديمي والبحث العلمي غير التجاري (Open Access for Academic Research). لا يتطلب استخدامه في الأبحاث الجامعية دفع رسوم ترخيص مالية.
• الأذونات: يُشترط عند استخدام المقياس في المنشورات والأطروحات العلمية الاستشهاد بالدراسات الأصلية المرجعية التي بنت واعتمدت هذه الأداة وفق قواعد الاقتباس الأكاديمي المتعارف عليها عالمياً.

12. المراجع

• Darke, P. R., & Freedman, J. L. (1997). The belief in luck and luckiness scale: A conditional measure of the role of luck in our lives. Personality and Individual Differences, 23(3), 373–388. https://doi.org/10.1016/S0191-8869(97)00073-0
• Laporte, S., & Briers, B. (2019). Similarity as a double-edged sword: The positive and negative effects of showcasing similar previous winners on perceived likelihood of winning in sweepstakes. Journal of Consumer Research, 45(6), 1331–1349. https://doi.org/10.1093/jcr/ucy074
• Rotter, J. B. (1966). Generalized expectancies for internal versus external control of reinforcement. Psychological Monographs: General and Applied, 80(1), 1–28. https://doi.org/10.1037/h0092976
• Weiner, B. (1985). An attributional theory of achievement motivation and emotion. Psychological Review, 92(4), 548–573. https://doi.org/10.1037/0033-295X.92.4.548
• Wohl, M. J., & Enzle, M. E. (2002). The deployment of personal luck: Illusions of control in games of pure chance. Journal of Personality and Social Psychology, 82(1), 115–124. https://doi.org/10.1037/0022-3514.82.1.115

13. فقرات المقياس