The Influence of Organizational Justice on Job Commitment in the Jordanian Ministries

Journal of Social Sciences (COES&RJ-JSS) ISSN (E): 2305-9249 ISSN (P): 2305-9494 Publisher: Centre of Excellence for Scientific & Research Journalism, COES&RJ LLC Online Publication Date: 1st April 2019 Online Issue: Volume 8, Number 2, April 2019 https://doi.org/10.25255/jss.2019.8.2.230.269

The Influence of Organizational Justice on Job Commitment in the Jordanian Ministries Yazan Taher Shawabkeh An Independent Researcher, Amman, Jordan, yazanshwabkeh@gmail.com Musa Al-Lozi Department of Public Administration, School of Business, The University of Jordan, Amman, Jordan & President of Aqaba Branch, The University of Jordan, Aqaba, Jordan Lozi.musa@ju.edu.jo Ra’ed Masa’deh Department of Management Information Systems, School of Business, The University of Jordan, Amman, Jordan, r.masadeh@ju.edu.jo Abstract: The aim of this study was to investigate the impact of organizational justice on job commitment in Jordanian ministries. Data were collected through a questionnaire distributed to 450 employees in three Jordanian ministries, namely, the Ministry of Education; Ministry of Health; and Ministry of Awqaf Islamic Affairs and Holy Places. Data were analyzed via descriptive, simple linear regression analysis, and stepwise multiple linear regression analysis. The hypotheses of the research were tested and the probabilities of their acceptance were rejection. Findings revealed a statistically significant impact between organizational justice and job commitimnt. Results also indicated that informational justice has the highest influential effect on employee job commitmint, while procedural justice had the lowest impact on it. Furthermore, this study reports differences between the dimensions of the (OJ) in their impacts on the dimensions of job commitment. Moreover, the study found that the three dimensions of organizational justice (information justice, personal justice, and distributive justice) combined had a higher predictive capacity of job commitment than that of any independent dimension or two dimensions of organizational justice. In view of the results, the researcher gives some recommendations to the decision makers in Jordanian ministries that may guide them to promote the concept and practice of organizational justice in their ministries such as the need for increasing the levels of organizational justice, especially the distributive justice, and focusing on compatibility of income of the employee with their academic level and practical experience, in addition to necessity of improving the system of rewards in the Jordanian ministries because the rewards have a significant impact on the employees' perception of justice and on her/his interest in supporting her/his colleagues when doing additional work in the ministry. In other respects, this study has practical implications for future research such as attracting attention to the need to study job satisfaction and job engagement as mediatingvariables of association of employee’s job commitment with organizational justice. This is in addition to conducting studies similar to the present one in different environments inside and outside Jordan.

Keywords: Organizational Justice, Job Commitment, Ministries This work is licensed under a Creative Commons Attribution 4.0 International License.

‫‪Journal of Social Sciences (COES&RJ-JSS), 8(2), pp.230-269‬‬

‫‪Citation:‬‬ ‫‪Shawabkeh, Yazan Taher; Al-Lozi, Musa; Masa’deh Ra’ed (2019); The Influence of‬‬ ‫‪Organizational Justice on Job Commitment in the Jordanian Ministries; Journal of Social‬‬ ‫‪Sciences‬‬ ‫‪(COES&RJ-JSS),‬‬ ‫‪Vol.8,‬‬ ‫‪No.2,‬‬ ‫;‪pp:230-269‬‬ ‫‪https://doi.org/10.25255/jss.2019.8.2.230.269.‬‬

‫أثر العدالة التنظيمية في اإللتزام الوظيفي في الوزارات األردنية‬ ‫الملخص‬ ‫ھدفت ھذه الدراسة إلى بيان أثر العدالة التنظيمية في االلتزام الوظيفي في الوزارات األردنية‪ ،‬حيث اتبعت الدراسة‬ ‫المنھج الوصفي التحليلي‪ .‬تم جمع بيانات الدراسة عن طريق استبانة وزعت على )‪ (450‬موظفا في الوزارات األردنية‬ ‫المبحوثة‪ ،‬والتي تمثلت بوزارة التربية والتعليم‪ ،‬ووزارة والصحة‪ ،‬ووزارة األوقاف والشوؤن والمقدسات اإلسالمية‪،‬‬ ‫بواقع )‪ (382‬إستجابة‪ .‬تم تحليل البيانات بإستخدام أساليب التحليل الوصفي والتباين واالنحدار الخطي البسيط‬ ‫واالنحدار الخطي المتعدد المتدرج‪ .‬أظھرت النتائج أن للعدالة التنظيمية أثر موجب دال إحصائيا في االلتزام الوظيفي؛‬ ‫وكان أكبرھاتأثيرا ھي عدالة المعلومات ‪ ،‬وكان أقلھاھيعدالة اإلجراءات‪ .‬وأظھرت الدراسة فروقا بين آثار أبعاد العدالة‬ ‫التنظيمية في أبعاد االلتزام الوظيفي‪ .‬وأيضا وجدت الدراسة أن أبعاد العدالة التنظيمية الثالثة )عدالة المعلومات والعدالة‬ ‫الشخصية والعدالة التوزيعية( مجتمعة كان لھا أعلى قدرة تنبؤية بااللتزام الوظيفي من أي بعد مستقل أو بعديْن معا‬ ‫للعدالة التنظيمية‪ .‬وفي ضوة النتائج يقدم الباحث عددا من التوصيات لمتخذي القرار في الوزارات األردنية يمكن لھا أن‬ ‫ترشدھم إلى تعزيز مفھوم العدالة التنظيمية عند موظفيھم‪ ،‬وأھمھا ضرورة تنمية مستويات العدالة التنظيمية وخاصة‬ ‫عدالة التوزيعات‪ ،‬والتركيز على أھمية توافق دخل الموظف مع مستواه التعليمي وخبرته العملية‪ .‬وتقدم الدراسة بعض‬ ‫االقتراحات لألبحاث المستقبلية كدراسة الرضا واالرتباط الوظيفي كمتغيرات وسيطة إضافة الى تنفيذ دراسات مماثلة‬ ‫للدراسة الحالية في بيئات مختلفة داخل وخارج األردن‪.‬‬ ‫كلمات مفتاحية‪ :‬العدالة التنظيمية‪ ،‬اإللتزام الوظيفي‪ ،‬الوزارات األردنية‪ ،‬األردن‪.‬‬ ‫‪ .1‬المقدمة‬ ‫مشكلة الدراسة‬ ‫‪1.1‬‬ ‫ي دراس ٍة علمية‬ ‫عدم وجو ِد أ ﱢ‬ ‫في ضوء مراجعة األدبيات المتعلقة بمتغيري )العدالة التنظيمية واإللتزام الوظيفي( تبين ِ‬ ‫ْ‬ ‫ي من أبعا ِده ‪ -‬في وزارات ‪،‬‬ ‫ي من أبعا ِدھا ‪ -‬وااللتزام‬ ‫الوظيفي ‪ -‬أو أ ﱟ‬ ‫ت بين العدال ِة التنظيمي ِة ‪ -‬أو أ ﱟ‬ ‫بحثت في العالقا ِ‬ ‫ﱢ‬ ‫ُ‬ ‫َ‬ ‫ف‬ ‫ل‬ ‫بمخت‬ ‫الوظيفي‬ ‫االلتزام‬ ‫بين‬ ‫ت‬ ‫العالقا‬ ‫ة‬ ‫طبيع‬ ‫أن‬ ‫ذلك‬ ‫يعني‬ ‫عموما‪،‬‬ ‫م‬ ‫العا‬ ‫القطاع‬ ‫في‬ ‫ت‬ ‫الدراسا‬ ‫من‬ ‫النوع‬ ‫ھذا‬ ‫ة‬ ‫در‬ ‫ن‬ ‫وعن‬ ‫ِ ِ‬ ‫ِ‬ ‫ِ‬ ‫ِ‬ ‫ﱢ‬ ‫ﱢ‬ ‫ِ‬ ‫ِ‬ ‫ت خصوصا غي ُر معروف ٍة‪ ،‬في حدود‬ ‫الوزارا‬ ‫وفي‬ ‫عموما‬ ‫الحكومي‬ ‫القطاع‬ ‫في‬ ‫ھا‬ ‫د‬ ‫أبعا‬ ‫ف‬ ‫ل‬ ‫بمخت‬ ‫ة‬ ‫التنظيمي‬ ‫ة‬ ‫والعدال‬ ‫أبعاده‬ ‫ِ‬ ‫ِ‬ ‫ِ ِ‬ ‫ِ‬ ‫ِ‬ ‫ﱢ‬ ‫ِ‬ ‫ت متفاوت ٍة‬ ‫علم الباحث‪ .‬ھذا وقد أشارت العديد من الدراسات السابقة الى أن أبعا ُد العدال ِة التنظيمي ِة المختلفةُ تؤث ُر بدرجا ٍ‬ ‫في أوج ِه االلتزام الوظيفي المختلفة )‪ (Chou et al. 2013; Salajeghea & Asgharpour, 2014‬باإلضافة‬ ‫المنشور حتى األن فل ْم تت ﱠم دراسةُ ك ﱢل أبعا ِد العدال ِة التنظيمي ِة‬ ‫ب‬ ‫لمحدوديةُ وقصو ُر تغطي ِة أبعا ِد العدال ِة التنظيمي ِة في األد ِ‬ ‫ِ‬ ‫في الدراس ِة الواحد ِة إال نادرا‪ ،‬وھي قضيةٌ انتبه إليھا عد ٌد قلي ٌل من الباحثين ومنھم نِ ْكلِن وآخرون ) ‪Nicklin et al.,‬‬ ‫لمتغير العدال ِة التنظيمي ِة مبررّينَ ذلك بأن المتغي َر‬ ‫ث في البُ ْني ِة الكلي ِة‬ ‫‪ ، (2014‬حيث تم لفت‬ ‫َ‬ ‫األنظار إلى الحاج ِة إلى البح ِ‬ ‫ِ‬ ‫تفسير تباي ِن‬ ‫لى‬ ‫إ‬ ‫يؤدي‬ ‫قد‬ ‫ّن‬ ‫ي‬ ‫ع‬ ‫م‬ ‫ال‬ ‫للمتغير‬ ‫ة‬ ‫الفردي‬ ‫د‬ ‫األبعا‬ ‫بين‬ ‫وأن‬ ‫الفردية‬ ‫ه‬ ‫د‬ ‫الكلّ ﱠي ُمتميﱢ ٌز عن أبعا‬ ‫المشتركَ‬ ‫التباينَ‬ ‫ِ‬ ‫ِ‬ ‫ِ‬ ‫ُ‬ ‫ِ‬ ‫ِ‬ ‫ِ‬ ‫ّ‬ ‫ُ‬ ‫التابع قد يكونُ‬ ‫المتغير‬ ‫في‬ ‫الكلي‬ ‫المتغير‬ ‫أثر‬ ‫أن‬ ‫سبق‬ ‫مما‬ ‫الباحث‬ ‫م‬ ‫فھ‬ ‫ي‬ ‫وكما‬ ‫‪.‬‬ ‫ي‬ ‫الكل‬ ‫المتغير‬ ‫إضافي في حال ِة‬ ‫المستقلﱢ‬ ‫َ‬ ‫َ‬ ‫ُ‬ ‫ﱟ‬ ‫ﱢ‬ ‫ِ‬ ‫ِ‬ ‫ِ‬ ‫ِ‬ ‫ﱡ‬ ‫الكلي‬ ‫التابع‬ ‫المتغير‬ ‫ر‬ ‫ث‬ ‫تأ‬ ‫وأن‬ ‫القوة‪،‬‬ ‫أو‬ ‫المقدار‬ ‫ناحية‬ ‫من‬ ‫المتغير‬ ‫نفس‬ ‫في‬ ‫ة‬ ‫الفردي‬ ‫ه‬ ‫د‬ ‫أبعا‬ ‫أثر‬ ‫عن‬ ‫مختلفا‬ ‫بالمتغير المستقلﱢ‬ ‫َ‬ ‫ِ‬ ‫ِ‬ ‫ﱢ‬ ‫ِ‬ ‫ِ‬ ‫ِ‬ ‫ِ‬ ‫ِ‬ ‫ِ‬ ‫المتغير المستقل‪ ،‬وتُصب ُح ھذه‬ ‫لنفس‬ ‫المتغير باألبعا ِد الفردي ِة‬ ‫المقدار أو القو ِة عن تأثﱡ ِر ھذا‬ ‫ال ُمعيّ ِن يكونُ مختلفا من ناحي ِة‬ ‫ِ‬ ‫ِ‬ ‫ِ‬ ‫ِ‬ ‫ت بين أبعا ِد العدال ِة‬ ‫ث‬ ‫والفحص والتحلي ِل في ھذه الدراسة‪ .‬حيث أن االختالفا ِ‬ ‫المسألةُ بالتالي قضيةً مطروحةً للبح ِ‬ ‫ِ‬ ‫ُ‬ ‫َ‬ ‫ّ‬ ‫ت ھذه األبعا ِد في‬ ‫مستويا‬ ‫باختالف‬ ‫–‬ ‫ّا‬ ‫ي‬ ‫جزئ‬ ‫ولو‬ ‫–‬ ‫ر‬ ‫س‬ ‫ف‬ ‫ت‬ ‫ة‬ ‫المختلف‬ ‫الوظيفي‬ ‫االلتزام‬ ‫التنظيمي ِة في تأثيراتِھا في أو ُج ِه‬ ‫ُ‬ ‫ِ‬ ‫ِ‬ ‫ِ‬ ‫ِ‬ ‫القطاع الواح ِد والمنظم ِة الواحدة‪ .‬وبناءا على ما تقدم فأن ھذه الدراسة تتناول موضوع العدالة التنظيمية وأثرھا في‬ ‫ِ‬ ‫اإللتزام الوظيفي في الوزارات األردنية‪.‬‬ ‫وتتضح مشكلة الدراسة من خالل اإلجابة على التساؤالت التالية‪:‬‬ ‫ت األردنية؟‬ ‫‪ -1‬ما أث ُر العدال ِة التنظيمي ِة في االلتزام‬ ‫الوظيفي في الوزارا ِ‬ ‫ﱢ‬ ‫بنفس الطريق ِة والقَ ْدر؟‬ ‫ة‬ ‫األردني‬ ‫ت‬ ‫الوزارا‬ ‫في‬ ‫الوظيفي‬ ‫االلتزام‬ ‫د‬ ‫أبعا‬ ‫‪ -2‬ھل تؤثرأبعا ِد العدال ِة التنظيمي ِة في‬ ‫ِ‬ ‫ِ‬ ‫ِ‬ ‫ﱢ‬ ‫ِ‬ ‫أسئلة الدراسة‬ ‫‪1.2‬‬ ‫في ضوء مشكلة الدراسة تسعى الدراسة الحالية لإلجابة عن األسئلة التالية‪:‬‬ ‫‪ -1‬ما أث ُر العدالة التنظيمية في االلتزام الوظيفي في الوزارات األردنية؟‬ ‫ويتفرع من ھذا السؤال عدة اسئلة فرعية‪:‬‬ ‫‪231‬‬

‫‪The Influence of Organizational Justice on Job Commitment in the Jordanian Ministries‬‬ ‫•‬ ‫•‬ ‫•‬ ‫•‬ ‫•‬ ‫‪-2‬‬ ‫‪-3‬‬

‫‪-1‬‬ ‫‪-2‬‬

‫ما أثر عدالة التوزيعات في االلتزام الوظيفي في الوزارات األردنية؟‬ ‫ما أثر عدالة االجراءات في االلتزام الوظيفي في الوزارات األردنية؟‬ ‫ما أثر عدالة التعامالت في االلتزام الوظيفي في الوزارات األردنية؟‬ ‫ما أثر عدالة المعلومات في االلتزام الوظيفي في الوزارات األردنية؟‬ ‫ما أثر العدالة الشخصية في االلتزام الوظيفي في الوزارات األردنية؟‬ ‫ما مستوى تطبيق العدالة التنظيمية في الوزارات األردنية بأبعادھا المختلفة )عدالة التوزيعات‪ ،‬وعدالة اإلجراءات‪،‬‬ ‫وعدالة التعامالت‪ ،‬وعدالة المعلومات‪ ،‬والعدالة الشخصية(؟‬ ‫ما ھو مستوى االلتزام الوظيفي للموظفين في الوزارات االردنية بأبعاده المختلفة )االلتزام العاطفي‪ ،‬وااللتزام‬ ‫اإلستمراري‪ ،‬وااللتزام المعياري(؟‬ ‫أھداف الدراسة‬ ‫‪1.3‬‬ ‫تھدف ھذه الدراسة الى تبيان أثر العدالة التنظيمية في االلتزام الوظيفي في الوزارات األردنية‪ ،‬وينبثق عن ھذا الھدف‬ ‫الرئيس األھداف الفرعية التالية‪:‬‬ ‫التعرف إلى واقع العدالة التنظيمية الحالي وواقع االلتزام الوظيفي في الوزارات االردنية المبحوثة‪.‬‬ ‫تحديد أثر أبعاد العدالة التنظيمية منفردة ومجتمعة في أبعاد االلتزام الوظيفي منفردة ومجتمعة في الوزارات األردنية‬ ‫المدروسة‪.‬‬ ‫‪ 1.4‬نموذج الدراسة‬ ‫طوّر الباحث نموذجا عاما للدراسة يوضح المتغيرات المستقلة والمتغير التابع وطبيعة العالقات بينھا‪.‬‬

‫الشكل )‪ .(1‬نموذج الدراسة‬

‫‪.1‬‬

‫ھذا النموذج من تصميم الباحث ألغراض ھذه الدراسة باإلستنارة بعدد من الدراسات السابقة وأھمھا دراسات‬ ‫وسالجقي وأصْ غَربور ) ‪Salajeghea & Asgharpour,‬‬ ‫موخيرجي وآخرون ))‪، (Mukherjee et al., (2016‬‬ ‫ِ‬ ‫‪ ، (2014‬وشوو وشوو وجيانغ وكالين ))‪.(Chou, Chou, Jiang, & Klein (2013‬‬ ‫‪ 1.5‬تعريف متغيرات الدراسة اإلصطالحية واإلجرائية‬ ‫الموظف لعدال ِة التعام ِل والمعامل ِة التي يتلقّاھا من المنظمة ور ﱢد فعلِه السلوك ﱠي لھذه‬ ‫إدراك‬ ‫‪ 1.5.1‬العدالة التنظيمية‪:‬‬ ‫ِ‬ ‫ِ‬ ‫أماكن عملِھم )‪.(Rai, 2013‬‬ ‫مقدار معامل ِة الموظفينَ بعدال ٍة في‬ ‫المعاملة‪ ،‬فھي إذا تُشي ُر إلى‬ ‫ِ‬ ‫ِ‬ ‫ويعرفھا الباحث إجرائيا‪ :‬بأنھا المساواةُ واإلنصافُ في العمليات ‪ -‬وخاصة عملية صنع القرار – والقرارات‪،‬‬ ‫ومعايير‬ ‫التعامل مع الموظفين‪ ،‬والتي تحتك ُم – أي المساواةُ واإلنصاف ‪ -‬إلى قواعد‬ ‫ت التنظيمية‪ ،‬وفي‬ ‫َ‬ ‫واإلجراءا ِ‬ ‫ِ‬ ‫أخالقي ٍة راسخة‪.‬‬ ‫التوزيع المتساوي للموار ِد في‬ ‫العدالةُ التوزيعيةُ )‪ (Distributive (or Distributional) Justice‬حيث تُشي ُر إلى‬ ‫ِ‬ ‫المنظمة‪ ،‬وحسب شوو وآخرون )‪ (Chou et al. 2013‬فھي تتعلّ ُ‬ ‫الموظف بما إذا كانَ قد ت ﱠم أ ْم ل ْم يت ﱠم تلقّي‬ ‫ق بإيما ِن‬ ‫ِ‬ ‫ت وتوزي َع المھام‪.‬‬ ‫والتعويضا‬ ‫ت‬ ‫والترقيا‬ ‫ت‬ ‫النواتج ال ُمستحقﱠة )‪ ، (Outcomes‬وتشم ُل النوات ُج‬ ‫َ‬ ‫ِ‬ ‫ِ‬ ‫الراتب والمكافآ ِ‬ ‫ِ‬ ‫‪232‬‬

‫‪Journal of Social Sciences (COES&RJ-JSS), 8(2), pp.230-269‬‬

‫‪.2‬‬ ‫‪.3‬‬

‫•‬ ‫•‬

‫‪.1‬‬ ‫‪.2‬‬ ‫‪.3‬‬

‫ت‬ ‫عدالة اإلجراءات )‪ (Procedural Justice‬حيث تدلﱡ على مستوى العدالة الذي يسود خالل تنفيذ مختلِف العمليا ِ‬ ‫ت التنظيمية‪ ،‬وكما يرى شوو وآخرون )‪ (Chou et al., 2013‬فھي تتعلّ ُ‬ ‫ق بما إذا كان الموظفُ يَ ْل َمسُ أن‬ ‫واإلجراءا ِ‬ ‫ت عادلةٌ أم ال‪.‬‬ ‫ت التي ب ُم ْقتضاھا ت ﱠم تحدي ُد ال ُمخرجا ِ‬ ‫العمليا ِ‬ ‫عدالة التعامالت)‪ (Interactional Justice‬تتعل ُ‬ ‫ق بنوعي ِة المعامل ِة الشخصي ِة التي يتلقاھا الموظفُ خالل تأدي ِة‬ ‫العمل في المنظمة )‪ (Chou et al., 2013; Nicklin et al., 2014; Mukherjee et al., 2016‬حيث‬ ‫ت‬ ‫إجراءا ِ‬ ‫ِ‬ ‫تتكون من‪:‬‬ ‫واحترام من قِبَل‬ ‫ب وكرام ٍة‬ ‫العدالة الشخصية )‪ ،(Interpersonal Justice‬وتُعبّ ُر عن درج ِة معامل ِة الموظفينَ بأد ٍ‬ ‫ٍ‬ ‫وتخصيص النواتج )‪.(Mukherjee et al., 2016‬‬ ‫ت أو تحدي ِد‬ ‫مشرفيھم ومدرائھم عند تنفي ِذ اإلجراءا ِ‬ ‫ِ‬ ‫ُ‬ ‫ّ‬ ‫ت كافي ٍة من قِبَل متخذي‬ ‫ة‬ ‫درج‬ ‫عن‬ ‫ر‬ ‫ب‬ ‫ع‬ ‫ت‬ ‫و‬ ‫‪،‬‬ ‫(‬ ‫‪Informational‬‬ ‫عدالة المعلومات )‪Justice‬‬ ‫ُ‬ ‫ت وتوضيحا ٍ‬ ‫تقديم تفسيرا ٍ‬ ‫ِ‬ ‫ِ‬ ‫ت عن درج ِة‬ ‫ب‬ ‫لسب‬ ‫أو‬ ‫ت‬ ‫اإلجراءا‬ ‫استعمال‬ ‫ة‬ ‫وكيفي‬ ‫ب‬ ‫توزيع النواتج‪ ،‬أي تُعبّ ُر عدالةُ المعلوما ِ‬ ‫ِ‬ ‫ِ‬ ‫ِ‬ ‫القرار في المنظم ِة لسب ِ‬ ‫ِ‬ ‫ِ‬ ‫ِ‬ ‫ت المنظمة )‪.(Mukherjee et al., 2016‬‬ ‫ت وأنشط ِة وإجراءا ِ‬ ‫ف فعاليا ِ‬ ‫ت المتعلق ِة بمختلِ ِ‬ ‫تزوي ِد الموظفينَ بالمعلوما ِ‬ ‫‪ 1.5.2‬االلتزام الوظيفي‪ :‬مستوى االلتصاق بالعمل والتّحفّز له عند الموظف‪ ،‬وأوْ َر َد عددا من تعريفات االلتزام‬ ‫ق الموظف في عمله واألھميةُ التي يوليھا له واستعدادُه لتكريس الوقت‬ ‫الوظيفي ينصﱡ أحدُھا على أنه مستوى استغرا ِ‬ ‫والطاقة الالزمة له‪ .(Coetzee, Schreuder, & Tladinyane (2014)) .‬ويعرفه الباحث إجرائيا‪ :‬بمدى إرتباط‬ ‫الموظف بوظيفته والتعلّق بھا والمحافظة عليھا والتعھد بالبقاء فيھا‪ ،‬والتصرّف وظيفيّا بمقتضى ذلك‪.‬‬ ‫اإليجابي للموظف بالعمل )‪.(Oludeyi, 2015‬‬ ‫العاطفي )‪ (Affective Commitment‬يُعبّرعن التع ﱡلق‬ ‫االلتزام‬ ‫ﱢ‬ ‫ﱡ‬ ‫االستمراري )‪ (Continuous (or Continuance) Commitment‬فھو االلتزام النّاب ُع من التكلف ِة ال ُمدرك ِة‬ ‫االلتزام‬ ‫ﱡ‬ ‫المرتبط ِة بترك العمل )‪.(Oludeyi, 2015‬‬ ‫المعياري )‪ (Normative Commitment‬ھو ارتباطُ الموظف بالمنظمة بناء على تقييم المنافع االقتصادية‬ ‫االلتزام‬ ‫ﱡ‬ ‫المكتسبة من العمل )‪.(Umoh, et al., 2014‬‬ ‫‪ 1.6‬فرضيات الدراسة‬ ‫تقوم ھذه الدراسة على فرضية رئيس واحدة وخمسة عشر فرضية فرعية وھي‪:‬‬ ‫‪ -1‬يوجد أثر ذو داللة إحصائية عند مستوى )‪ (α = 0.05‬للعدالة التنظيمية بأبعادھا الخمسة )عدالة التوزيعات وعدالة‬ ‫اإلجراءات وعدالة التعامالت وعدالة المعلومات والعدالة الشخصية( في االلتزام الوظيفي بأبعاده الثالثة )االلتزام‬ ‫العاطفي وااللتزام المعياري وااللتزام االستمراري( في الوزارات األردنية‪.‬‬ ‫ويتفرع من الفرضية الرئيسة خمسة عشر فرضية فرعية‪ ،‬وھي‪:‬‬ ‫‪ -1.1‬يوجد أثر ذو داللة احصائية عند مستوى )‪ (α = 0.05‬لعدالة التوزيعات في االلتزام العاطفي‪.‬‬ ‫‪-1.2‬يوجد أثر ذو داللة احصائية عند مستوى )‪ (α = 0.05‬لعدالة التوزيعات في االلتزام المعياري‪.‬‬ ‫‪-1.3‬يوجد أثر ذو داللة احصائية عند مستوى )‪ (α = 0.05‬لعدالة التوزيعات في االلتزام اإلستمراري‪.‬‬ ‫‪-1.4‬يوجد أثر ذو داللة احصائية عند مستوى )‪ (α = 0.05‬لعدالة اإلجراءات في االلتزام العاطفي‪.‬‬ ‫‪-1.5‬يوجد أثر ذو داللة احصائية عند مستوى )‪ (α = 0.05‬لعدالة اإلجراءات في االلتزام المعياري‪.‬‬ ‫‪-1.6‬يوجد أثر ذو داللة احصائية عند مستوى )‪ (α = 0.05‬لعدالة اإلجراءات في االلتزام اإلستمراري‪.‬‬ ‫‪-1.7‬يوجد أثر ذو داللة احصائية عند مستوى )‪ (α = 0.05‬لعدالة التعامالت في االلتزام العاطفي‪.‬‬ ‫‪-1.8‬يوجد أثر ذو داللة احصائية عند مستوى )‪ (α = 0.05‬لعدالة التعامالت في االلتزام المعياري‪.‬‬ ‫‪-1.9‬يوجد أثر ذو داللة احصائية عند مستوى )‪ (α = 0.05‬لعدالة التعامالت في االلتزام اإلستمراري‪.‬‬ ‫‪-1.10‬يوجد أثر ذو داللة احصائية عند مستوى )‪ (α = 0.05‬لعدالة المعلومات في االلتزام العاطفي‪.‬‬ ‫‪-1.11‬يوجد أثر ذو داللة احصائية عند مستوى )‪ (α = 0.05‬لعدالة المعلومات في االلتزام المعياري‪.‬‬ ‫‪-1.12‬يوجد أثر ذو داللة احصائية عند مستوى )‪ (α = 0.05‬لعدالة المعلومات في االلتزام اإلستمراري‪.‬‬ ‫‪-1.13‬يوجد أثر ذو داللة احصائية عند مستوى )‪ (α = 0.05‬للعدالة الشخصية في االلتزام العاطفي‪.‬‬ ‫‪-1.14‬يوجد أثر ذو داللة احصائية عند مستوى )‪ (α = 0.05‬للعدالة الشخصية في االلتزام المعياري‪.‬‬ ‫‪-1.15‬يوجد أثر ذو داللة احصائية عند مستوى )‪ (α = 0.05‬للعدالة الشخصية في االلتزام اإلستمراري‪.‬‬ ‫‪ 1.7‬أھمية الدراسة‬ ‫التنظيمي وإدار ِة الموار ِد البشري ِة‬ ‫السلوك‬ ‫وحقلي‬ ‫علم اإلدار ِة العام ِة عموما‬ ‫ِ‬ ‫تُمثّ ُل ھذه الدراسةُ إضافةً نوعيةً ألبحا ِ‬ ‫ﱢ‬ ‫ﱢ‬ ‫ث ِ‬ ‫ت‬ ‫ت بين العدال ِة التنظيمي ِة وااللتزام‬ ‫الوظيفي في وزارا ٍ‬ ‫ت كواحد ٍة من فئا ِ‬ ‫خصوصا ألنھا ستُح ّد ُد طبيعةَ وقوةَ العالقا ِ‬ ‫ﱢ‬ ‫تأريخه تُبيّنُ أن ھذه الدراسةَ ھي الدراسةُ‬ ‫َ‬ ‫َ‬ ‫حتى‬ ‫المنشور‬ ‫ب‬ ‫لألد‬ ‫ة‬ ‫العلمي‬ ‫ة‬ ‫راج َع‬ ‫ت‬ ‫القطاع العام‪ ،‬خاصةً وأن ال ُم َ‬ ‫ِ‬ ‫ِ‬ ‫منظما ِ‬ ‫ِ‬ ‫ِ‬ ‫ُ‬ ‫ت بين ھذي ِْن المتغيري ِْن عموما‪ ،‬وأبعا ِد ِھما المذكور ِة آنفا خصوصا‪ ،‬في‬ ‫األولى على مستوى العالم التي‬ ‫تبحث في العالقا ِ‬ ‫وزارات‪ .‬ويعرض الباحث فيما يلي أبرز جوانب أھمية ھذه الدراسة ال ِعلمية وال َعملية‪.‬‬ ‫‪233‬‬

‫‪The Influence of Organizational Justice on Job Commitment in the Jordanian Ministries‬‬ ‫‪ 1.7.1‬األھمية ال ِعلمية‬ ‫تنبع األھمية ال ِعلمية للدراسة من أھمية موضوع ال َعدالة التنظيمية كونھا تعد من أھم المفاھيم اإلدارية المتعلقة بالموارد‬ ‫البشرية حيث ان تطبيق العدالة داخل المنظمات من قبل اإلدارة العٌليا يساھم في تعزيز الثقة بين الرؤساء والمرؤسيين‬ ‫مما ينعكس على إلتزامھم بمھام واھداف المنظمة‪.‬باإلضافة انھا تستمد اھميتھا من خالل انھا تبحث في اظھار مدى‬ ‫تأثير العدالة التنظيمية على االلتزامالوظيفي الذي بدوره يؤثر على مدى تقدم المنظمة وتطورھا‪ .‬حيث إن رب َ‬ ‫ط االلتزام‬ ‫القطاع الحكومي‪ ،‬وسيساع ُد في‬ ‫إلتزام الموظفينَ في‬ ‫ق ألسس‬ ‫الوظيفي بالعدال ِة التنظيمي ِة سيساع ُد في‬ ‫فھم أعم َ‬ ‫تحقيق ٍ‬ ‫ِ‬ ‫ِ‬ ‫ِ‬ ‫القطاع الحكومي‪ ،‬وسيسلّطُ الضو َء على مستوى‬ ‫في‬ ‫اللتزام‬ ‫ة‬ ‫التحفيزي‬ ‫والدعائم‬ ‫لألسس‬ ‫ق‬ ‫ت‬ ‫الموظفينَ‬ ‫فھم أعم َ‬ ‫ِ‬ ‫حقيق ٍ‬ ‫ِ‬ ‫ِ‬ ‫ِ‬ ‫ِ‬ ‫ِ‬ ‫لفريق اإلدار ِة في ھذا القطاع‪.‬‬ ‫ة‬ ‫األدائي‬ ‫ت‬ ‫اإلمكانا‬ ‫ة‬ ‫فعالي‬ ‫ِ‬ ‫ِ‬ ‫ِ‬ ‫ِ‬ ‫‪ 1.7.2‬األھمية ال َعملية‬ ‫تأتي األھمية ال َعملية للدراسة من أھمية قطاع التطبيق المتمثل بالوزارات األردنية في ظل سعي الدولة في تطوير‬ ‫النظام الخدماتي وزيادة كفاءته وكيف يمكن زيادة مستوى إدراك العاملين للعدالة التنظيمية مما قد يسھم في زيادة‬ ‫ت أبعا ِد العدال ِة التنظيمي ِة وأبعا ِد‬ ‫االلتزام الوظيفي لدى العاملين بھا‪ ،‬وستُسھ ُم نتائ ُج ھذه الدراس ِة في تحدي ِد مستويا ِ‬ ‫وجوانب‬ ‫جوانب القو ِة‬ ‫القصور في ھذي ِْن المتغيريْن‪ ،‬ليت ﱠم تكريسُ‬ ‫ت األردنية‪ ،‬وستُش ّخصُ‬ ‫َ‬ ‫َ‬ ‫االلتزام الوظيف ﱢي في الوزارا ِ‬ ‫ِ‬ ‫ّ‬ ‫القصور في العدال ِة التنظيمي ِة وااللتزام‬ ‫ب‬ ‫ب القو ِة ووض ُع‬ ‫ب على جوان ِ‬ ‫الخطط والبرامجِ التي ستؤ ّدي إلى التغل ِ‬ ‫ِ‬ ‫جوان ِ‬ ‫ِ‬ ‫الوظيفي‪ .‬وبشكل اكثر تحديدا فأن اھمية الدراسة العملية تتضح من خالل النقاط اآلتية‪:‬‬ ‫‪ -1‬قد تفيد األداريين في المؤسسات العامة على توفير مناخ تسوده العدالة والذي بدوره قد ينمي االلتزام الوظيفي لديھم‪.‬‬ ‫‪ -2‬المساھمة في رفع مستوى االلتزام الوظيفي في الوزارات األردنية مما قد يقلل من معدالت دوران العمل‪ ،‬ورفع‬ ‫مستوى الرضا واألداء الوظيفي باإلضافة الى تحقيق أھداف المنظمة‪.‬‬ ‫‪ 1.8‬حدود الدراسة‬ ‫تتح ّدد ھذه الدراسة بالحدود التالية‪:‬‬ ‫‪ .1‬الحدود الموضوعية‪ :‬يقتصر موضوع الدراسة الحالية على أثر العدالة التنظيمية في االلتزام الوظيفي‪.‬‬ ‫‪ .2‬الحدود البشَرية‪ :‬ستقتصر ھذه الدراسة على العاملين في الوزارات األردنية المبحوثة‪.‬‬ ‫‪ .3‬الحدود المكانية‪ :‬الوزارات األردنية المبحوثة‪.‬‬ ‫‪ .4‬الحدود الزمانية‪ :‬يتحدد زمن ھذه الدراسة بسنة ‪ 2018‬وھي السنة التي تم فيھا جمع بيانات الدراسة‪.‬‬ ‫الطريقة العلمية المتبعة‬ ‫‪2‬‬ ‫اإلجراءات العلمية‬ ‫‪3‬‬ ‫‪ 3.1‬الطريقة واإلجراءات‬ ‫يحتوي ھذا البحث على نوع الدراسة ومنھج البحث العلمي الذي تم اتباعه واإلجراءات التي تم استخدامھا من أجل تنفيذ‬ ‫ھذه الدراسة‪ ،‬حيث تمثلت ھذه اإلجراءات بتحديد مجتمع الدراسة وعينته وطرق جمع بياناته‪ ،‬باإلضافة الى طرق‬ ‫تحكيم أداة الدراسة وحساب ثباتھا وصدقھا وبيانالخصائص الشخصية ألفراد عينة الدراسة‪.‬‬ ‫‪ 3.2‬منھج الدراسة‬ ‫تتبنى ھذه الدراسة المنھج الوصفي التحليلي‪ ،‬ألنه من أكثر المناھج التي تساھم في التعرف على ظاھرة الدراسة‪،‬‬ ‫ووضعھا في إطارھا الصحيح‪ ،‬وتفسير جميع الظروف المحيطة بھا‪ ،‬ويعد ذلك بداية الوصول إلى النتائج الدراسية التي‬ ‫تتعلق بالبحث‪ ،‬وبلورة الحلول التي تتمثل في التوصيات والمقترحات التي يسوقھا الباحث إلنھاء الجدل الذي يتضمنه‬ ‫في متن البحث‪.‬‬ ‫‪ 3.3‬مجتمع الدراسة وعينتھا‬ ‫تكون مجتم ُع الدراسة من العاملين في الوزارات األردنية والبالغ عددھا ‪ 25‬وزارة‪ ،‬حيث تم اختيار أكبرالوزارات من‬ ‫حيث عددالعاملينوالتي تمثلت بـ )وزارة التربية التعليم ووزارة الصحة ووزارة األوقاف والشوؤن والمقدسات‬ ‫اإلسالمية( والبالغ عدد العاملين بھم )‪ (148,742‬موظف حسب إحصائيات ديوان الخدمة المدنية لعام ‪2018-2017‬‬ ‫بإستخدام العينة القصدية‪ ،‬ومن ثُم تم إختيار عينة عشوائية من العاملين في ھذه الوزارات بلغت ‪ 384‬مفردة حسب‬ ‫جدول كريجي ومورجن )‪ ،(Krejcie & Morgan, 1970‬ولكنه تم توزيع )‪ (450‬إستبيان بواقع ‪ 150‬إستبيان لكل‬ ‫وزارة بغرض الحصول على أفضل نسبة استجابة )‪ ،(Best Response Rate‬حيث تم إسترجاع ‪ 382‬إستبانة ‪،‬‬ ‫األساس فقد كانت وحدةُ‬ ‫القياس )‪ (Measurement Unit‬في ھذه‬ ‫بنسبة إستجابة بلغت )‪ . (%84.8‬وعلى ھذا‬ ‫ِ‬ ‫ِ‬ ‫ت‬ ‫ت الوظيفي ِة في الوزارا ِ‬ ‫الدراس ِة ھي الموظﱠف‪ ،‬ولذلك اشتملت عينةُ الدراس ِة علٮالموظفينَ من ُمختلِف المستويا ِ‬ ‫ال ُمستَھدَفة‪.‬‬ ‫‪ 3.4‬أداة الدراسة‬ ‫تم تطوير وإعداد اإلستبانة بما يتناسب مع واقع مجتمع الدراسة أال وھو الوزارات األردنية عن طريق اإلطالع على‬ ‫األدبيات الخاصة بمتغيرات الدراسة حيث تم االعتماد في ھذه الدراسة على مقياس نيھوف ومورمان ) & ‪Niehoff‬‬ ‫‪ (Moorman,1993‬لقياس كل من ابعاد العدالة التنظيمية )التوزيعية واإلجرائية( وتم اإلعتماد على مقياس كولكويت‬ ‫‪234‬‬

‫‪Journal of Social Sciences (COES&RJ-JSS), 8(2), pp.230-269‬‬

‫)‪ (Colquitt, 2001‬لقياس بعدي العدالة )الشخصية والمعلومات( اللذان بدورھما يقيسان البعد الرئيسي لھما وھو‬ ‫)عدالة التعامالت( ‪ ،‬أما بالنسبة للمتغير التابع وھو اإللتزام الوظيفي‪ ،‬ونظرًا لعدم وجود مقياس محدد لاللتزام الوظيفي‪،‬‬ ‫تم تبني توصيات )‪ (Reichers, 1985‬لھذه الدراسة والذي أوصى بأنه يمكن اإلعتماد على مقاييس اإللتزام التنظيمي‪،‬‬ ‫أوتعديلھا بشكل مبرر ليعكس اإللتزام الوظيفي ولذلك تم اإلعتماد على مقياس )‪ (Mowday et al., 1982‬من أجل‬ ‫قياسھا‪.‬‬ ‫‪ 3.5‬المقياس‬ ‫لقد تم اإلعتماد على مقياس ليكرت الخماسي)‪ (five points Likert scale‬من أجل قياس فقرات إستبانة الدراسة‬ ‫حيث تم إعطاء إجابة موافق بدرجة قليلة جدا درجة )‪ ،(1‬وإجابة قليلة درجة )‪ ،(2‬وإجابة متوسطة )‪ (3‬درجات‪،‬‬ ‫وإجابة كبيرة )‪ (4‬درجات‪ ،‬وإجابة كبيرة جدا )‪ (5‬درجات‪.‬‬ ‫‪ 3.6‬صدق األداة وثباتھا‬ ‫‪ 3.6.1‬صدق أداة الدراسة الظاھري )‪(Face validity‬‬ ‫تم عرض اإلستبانة على مجموعة من المحكمين تكونت من ‪ 8‬من المتخصصين في مجال اإلدارة واإلحصاء‪ .‬ھذا وقد‬ ‫إستجاب الباحث ألراء المحكمين وقام بإجراء ما يلزم من حذف وتعديل في ضوء المقترحات المقدمة‪.‬‬ ‫‪ 3.6.2‬صحة أداة الدراسة )صدق المقياس )‪((Construct validity‬‬ ‫في السعي للتحقق من مناسبة أداة الدراسة )االستبانة( ألغراض ولمجتمع الدراسة‪ ،‬نفّذ الباحث فحص مصداقية‬ ‫االستبانة باستخدام تحليل العوامل )‪ .(Factor Analysis‬لكن قبل ذلك قام الباحث بإجراء فحص كفاية العينة حيث‬ ‫كانت قيمة معامل )أو مقياس( قيصر‪-‬ماير‪-‬أولكن لكفاية العينة ) ‪Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling‬‬ ‫‪ (Adequacy‬ھي )‪ .(0.921‬وتُف ّس ُر قيم ھذا المؤشر بالرجوع إلى قاعدة قيصر )‪ .(Kaiser, 1974‬وحسب ھذه‬ ‫القاعدة فإن القي َم التي تزيد عن )‪ (0.90‬تعبر عن كفاية فائقة )‪ ،(Superb Sampling Adequacy‬أي أن عد أفراد‬ ‫كاف بدرجة عالية ألغراض الدراسة )‪ .(Field, 2005‬وكما قام‬ ‫عينة الدراسة الحالية البالغ )‪ (382‬مبحوثا‬ ‫ٍ‬ ‫الباحثبفحص بارتلت)‪ (Bartlett's Test of Sphericity‬لتساوي تباينات العينات‪،‬ولقد كان ذا داللة معنوية )االحتمال‬ ‫)‪ ، (0.05) > (Sig.‬درجات الحرية = )‪ ((381‬وكانت قيمة كاي المربعة )‪ (χ2‬ھي )‪ .(6322.21‬حيث يفحصُ فحصُ‬ ‫بارتلت الفرضية التي تنص على أن "مصفوفة االرتباط لبيانات الدراسة ھي مصفوفة أحادية‪ ،‬أي مصفوفة ال يوجد‬ ‫ترابط بين عناصرھا‪ ،‬وذلك يعني أن نموذج العوامل )‪ (Factor Analysis‬غير مناسب لبيانات الدراسة" ولكن‬ ‫النتيجة الفضلى ھي رفض ھذه الفرضية )‪ (McNeil et al., 2005‬للتا ّكد من أن المتغيرات المشمولة بتحليل العوامل‬ ‫ُ‬ ‫متغيرات مترابطة‪ .‬وحيث أن قيمة االحتمال ))‪ (p (or Sig.‬أقل من )‪ ،(0.05‬فقد قام الباحث برفض الفرضية السابقة‪،‬‬ ‫ويصل إلى االستنتاج أن متغيرات الدراسة الحالية متغيرات مترابطة‪ ،‬ما يعني أن حجم العينة مناسب للدراسة وأن‬ ‫بيانات الدراسة متساوية التباين‪ .‬ويقود ذلك إلى االستنتاج بأن تحليل العامل سيؤدي إلى استخالص عدد عوامل أقل من‬ ‫عدد فقرات االستبانة األصلي ))‪ (35‬فقرة(‪ .‬حيث يبين الجدول )‪ (1‬عدد العوامل ال ُمفسّرة لبُ ْنية وتركيب أداة جمع‬ ‫بيانات الدراسة‪ ،‬وھي استبانةٌ مكونةٌ من )‪ (35‬فقرة‪ ،‬والتباين في قيم المتغيرات المدروسة الذي تفسره ھذه العوامل‪ .‬تم‬ ‫ْ‬ ‫إستخالص العوام ُل باتباع طريقة تحليل المكون الرئيس )‪ ،(Principal Component Analysis‬وأُجري تدوير‬ ‫المحاور باستخدام طريقة فاريماكس للتدوير )‪ ،(Varimax Rotation‬و ُحدﱢد عدد العوامل القابلة لالستخالص باتباع‬ ‫قاعدة )‪ ، (The Eigen value greater than 1.0 rule‬وتُعرفُ كذلك بقاعدة‪ ،‬أو قانون‪ ،‬قيصر ) ‪Kaiser’s Rule‬‬ ‫)‪.((Kaiser, 1960, 1974‬‬ ‫تُبيّنُ النتائ ُج الظاھرةُ في الجدول )‪ (1‬أن عدد العوامل القابلة لالستخالص بمقتضى قاعدة »قيمة آيجن أعلى من‬ ‫)‪«(1‬سبعةُعوامل‪ .‬أي أن البنية التحتية لبيانات الدراسة تتكون من سبعةعوامل‪ .‬ويشير الجدول )‪ (1‬إلى أن النسبة الكلّيّة‬ ‫للتّباينات في فقرات االستبانة التي تستطيع ھذه العوامل السبعة مجتمعة تفسيرھا ھي نحو )‪ ،(%64.80‬ما يعني ّ‬ ‫أن ث ﱠم‬ ‫عوامل أخرى تساھم في تفسير النسبة المتبقية من التباينات ولكن لم تأحذ الدراسة الحالية تلك العوامل بنظر االعتبار؛‬ ‫إذ ال تستطي ُع الدراسةُ الواحدةُ أخذ كل المتغيرات – والتي قد يكون عدد منھا غير معروف – باالعتبار‪ .‬وحسب ريمن‬ ‫)‪ (Reimann et al., 2002‬فإن نسبة )‪ (%64.80‬نسبة مقبولة‪ .‬ضمن ھذا السياق بيّن بيفرز وآخرون ) ‪Beavers‬‬ ‫‪ (et al., 2013‬أن نسبة تباين )‪ (%50.0‬مقبولة‪ ،‬واقترح عدد من الباحثين مثل فورنل والركر ) ‪Fornell and‬‬ ‫‪ (Larcker, 1981‬وھاير وآخرون ))‪ (Hair, Black, Babin, Anderson and Tatham (2005‬وويو ) ‪Wu,‬‬ ‫‪ (2008‬ويوسف )‪ (Yusoff, 2011‬أن يكون التباين ال ُمفسّر في تحليل العوامل أعلى من )‪ ،(%50.0‬ودعموا أن‬ ‫التحليل الذي يؤدي إلى استخالص عوامل تفسر )‪ (%60.0‬من التباين مقبول‪ .‬ويمكن بذلك القول إن استبانة الدراسة‬ ‫الحالية على درجة مقبولة من المصداقية‪ .‬ويرى الباحث أن ھذه النسبة )‪ (%64.80‬نسبةٌ جيدةٌ جدا تد ّل على مصداقية‬ ‫تقاربية أو تجميعية )‪ (Convergent Validity‬عالية‪.‬‬

‫‪235‬‬

‫‪The Influence of Organizational Justice on Job Commitment in the Jordanian Ministries‬‬

‫المك ّون‬ ‫)العامل(‬

‫سر‬ ‫جدول )‪ :(1‬إحصاءات مصداقية أداة الدراسة‪-‬التباين الكلي ال ُمف ّ‬ ‫مجاميع االرتباطات المربعة بعد التدوير‬ ‫قيم آيجن االبتدائية‬ ‫التباين الفردي‬

‫التباين التراكمي‬

‫‪1‬‬

‫‪11.842‬‬

‫‪33.835‬‬

‫‪33.835‬‬

‫‪11.842‬‬

‫‪33.835‬‬

‫‪33.835‬‬

‫‪2‬‬

‫‪3.140‬‬

‫‪8.970‬‬

‫‪42.805‬‬

‫‪3.140‬‬

‫‪8.970‬‬

‫‪42.805‬‬

‫‪3‬‬

‫‪2.112‬‬

‫‪6.035‬‬

‫‪48.840‬‬

‫‪2.112‬‬

‫‪6.035‬‬

‫‪48.840‬‬

‫‪4‬‬

‫‪1.863‬‬

‫‪5.321‬‬

‫‪54.162‬‬

‫‪1.863‬‬

‫‪5.321‬‬

‫‪54.162‬‬

‫‪5‬‬

‫‪1.520‬‬

‫‪4.343‬‬

‫‪58.505‬‬

‫‪1.520‬‬

‫‪4.343‬‬

‫‪58.505‬‬

‫‪6‬‬

‫‪1.120‬‬

‫‪3.199‬‬

‫‪61.704‬‬

‫‪1.120‬‬

‫‪3.199‬‬

‫‪61.704‬‬

‫‪7‬‬

‫‪1.085‬‬

‫‪3.101‬‬

‫‪64.805‬‬

‫‪1.085‬‬

‫‪3.101‬‬

‫‪64.805‬‬

‫‪8‬‬

‫‪.990‬‬

‫‪2.830‬‬

‫‪67.635‬‬

‫‪9‬‬

‫‪.875‬‬

‫‪2.499‬‬

‫‪70.134‬‬

‫‪10‬‬

‫‪.788‬‬

‫‪2.253‬‬

‫‪72.386‬‬

‫‪11‬‬

‫‪.734‬‬

‫‪2.098‬‬

‫‪74.485‬‬

‫‪12‬‬

‫‪.672‬‬

‫‪1.921‬‬

‫‪76.406‬‬

‫‪13‬‬

‫‪.668‬‬

‫‪1.910‬‬

‫‪78.316‬‬

‫‪14‬‬

‫‪.580‬‬

‫‪1.658‬‬

‫‪79.974‬‬

‫‪15‬‬

‫‪.550‬‬

‫‪1.571‬‬

‫‪81.545‬‬

‫‪16‬‬

‫‪.517‬‬

‫‪1.476‬‬

‫‪83.021‬‬

‫‪17‬‬

‫‪.503‬‬

‫‪1.437‬‬

‫‪84.458‬‬

‫‪18‬‬

‫‪.468‬‬

‫‪1.338‬‬

‫‪85.796‬‬

‫‪19‬‬

‫‪.458‬‬

‫‪1.308‬‬

‫‪87.104‬‬

‫‪20‬‬

‫‪.418‬‬

‫‪1.193‬‬

‫‪88.298‬‬

‫‪21‬‬

‫‪.406‬‬

‫‪1.160‬‬

‫‪89.457‬‬

‫‪22‬‬

‫‪.403‬‬

‫‪1.151‬‬

‫‪90.609‬‬

‫‪23‬‬

‫‪.370‬‬

‫‪1.058‬‬

‫‪91.667‬‬

‫‪24‬‬

‫‪.333‬‬

‫‪.952‬‬

‫‪92.618‬‬

‫‪25‬‬

‫‪.321‬‬

‫‪.917‬‬

‫‪93.536‬‬

‫‪26‬‬

‫‪.300‬‬

‫‪.858‬‬

‫‪94.393‬‬

‫‪27‬‬

‫‪.280‬‬

‫‪.801‬‬

‫‪95.195‬‬

‫‪28‬‬

‫‪.269‬‬

‫‪.769‬‬

‫‪95.964‬‬

‫‪29‬‬

‫‪.238‬‬

‫‪.680‬‬

‫‪96.644‬‬

‫‪30‬‬

‫‪.231‬‬

‫‪.660‬‬

‫‪97.304‬‬

‫‪31‬‬

‫‪.224‬‬

‫‪.639‬‬

‫‪97.944‬‬

‫‪32‬‬

‫‪.206‬‬

‫‪.588‬‬

‫‪98.531‬‬

‫‪33‬‬

‫‪.183‬‬

‫‪.524‬‬

‫‪99.055‬‬

‫‪34‬‬

‫‪.178‬‬

‫‪.508‬‬

‫‪99.564‬‬

‫‪3‬‬

‫قيمةآيجن‬

‫‪4‬‬

‫التباين الفردي‬

‫‪5‬‬

‫التباين التراكمي‬

‫‪236‬‬

‫‪6‬‬

‫قيمة آيجن‬

‫‪7‬‬

‫‪Journal of Social Sciences (COES&RJ-JSS), 8(2), pp.230-269‬‬

‫‪35‬‬

‫‪.153‬‬

‫‪.436‬‬

‫‪100.000‬‬

‫‪ :1‬طريقة االسنخالص ھي طريقة تحليل المكون الرئيس )‪.(Principal Component Analysis‬‬ ‫‪ :2‬تم تدوير محاور العوامل ياستخدام طريقة فاريماكس )‪.(Varimax Rotation‬‬ ‫‪ :3‬المكوّن أو العامل )‪ ،(Factor‬ويتكون كل عامل من عدد من فقرات االستبانة‪.‬‬ ‫‪ :4‬قيمة آيجن االبتدائية الكلية‪.‬‬ ‫‪ :5‬نسبة التباين الفردي الذي تفسره الفقرة المحددة‪.‬‬ ‫‪ :6‬نسبة التباين التراكمي الذي تفسره الفقرة المحددة والفقرات السابقة لھا‪.‬‬ ‫‪ :7‬قيمة آيجن الكلية بعد تدوير محاور العوامل‪.‬‬ ‫يعكسُ التباينُ المشتر ُ‬ ‫ك في كل فقرة من فقرات االستبانة الذي تفسره مجموعة العوامل المستخلصة مجتمعة درجة‬ ‫صحة االستبانة‪ .‬ويمكن التفكير بالتباين المشترك ‪ -‬وھو العمود األخير في الجدول )‪ - ((2‬كمعامل التحديد‬ ‫))‪ (Coefficient of Determination (R2‬في نماذج االنحدار الخطي )‪ ،(Linear Regression Models‬أي‬ ‫مقدار التباين في الجملة ال ُمدرجة الذي تفسره العوامل المستخلصة مجتمعة‪ .‬تنحصر قيمة ھذا التباين بين )‪ (0‬و)‪،(1‬‬ ‫وكلما كانت قيمته أقرب من )‪ (1‬د ﱠل ذلك على ارتباط أكبر بين الفقرة والعوامل مجتمعة‪ .‬فمثال يشير الجدول )‪ (2‬إلى‬ ‫أن العوامل المستخلصة السبعة تفسر )‪ (%71.8‬من التباين بين أفراد عينة الدراسة في إجاباتھم عن السؤال األول من‬ ‫أسئلة االستبانة‪ ،‬وھو السؤال األول من أسئلة متغير العدالة التوزيعية‪ .‬وبشكل عام وجد الباحث أن قيم التباين المشترك‬ ‫لكل فقرات االستبانة عالية؛ فھي تتراوح بين )‪ (0.410‬و)‪ .(0.784‬وھذه القيم من ناحية أخرى تقييم إجمالي )كلّ ّي(‬ ‫ألداء نموذج تحليل العامل‪ ،‬وتقترح قيم التباين المشترك الواردة في الجدول )‪ (2‬أن نموذج تحليل العامل ) ‪The‬‬ ‫‪ (Factor Analysis Model‬ناجح في تفسير التباين في مختلف فقرات االستبانة‪ ،‬أي أن أداة الدراسة على درجة‬ ‫عالية من الصحة والمصداقية‪.‬‬ ‫جدول )‪ :(2‬التباين في كل فقرة الذي تفسره العوامل مجتمعة‬ ‫التباين المشترك‬ ‫الفقرة‬ ‫المتغير‬ ‫رقم الفقرة‬ ‫العدالة التوزيعية يتناسب دخلي مع ما أقوم به من جھد داخل المنظمة‪.‬‬ ‫‪0.718‬‬ ‫‪1‬‬ ‫أحصل على مكافأة عادلة مقابل اإلنجازاتاإلضافية التي أبذلھا في‬ ‫‪0.572‬‬ ‫‪2‬‬ ‫العمل‪.‬‬ ‫يتم توزيع المھام والواجبات الوظيفية بين الموظفين بطريقة عادلة‪.‬‬ ‫‪0.559‬‬ ‫‪3‬‬ ‫يتناسب دخلي الشھري مع مؤھلي العلمي و خبرتي في العمل‪.‬‬ ‫‪0.569‬‬ ‫‪4‬‬ ‫والجھود‬ ‫بالوظيفة‬ ‫يماثلونني‬ ‫الذين‬ ‫العمل‬ ‫زمالء‬ ‫دخل‬ ‫مع‬ ‫دخلي‬ ‫يتماثل‬ ‫‪0.410‬‬ ‫‪5‬‬ ‫المبذولة‪.‬‬ ‫عدالة اإلجراءات يتم تطبيق القرارات اإلدارية على الجميع بدون استثناء‪.‬‬ ‫‪0.685‬‬ ‫‪1‬‬ ‫‪.‬‬ ‫شخص‬ ‫ألي‬ ‫التحيز‬ ‫عدم‬ ‫مبدأ‬ ‫لى‬ ‫ع‬ ‫القرارات‬ ‫اتخاذ‬ ‫يتم‬ ‫‪0.701‬‬ ‫‪2‬‬ ‫يحرص المدير على استشارة الموظفين قبل عملية اتخاذ القرارات‪.‬‬ ‫‪0.627‬‬ ‫‪3‬‬ ‫يتم اتخاذ القرارات على أسس موضوعية فيما يتعلق بعملي‪.‬‬ ‫‪0.643‬‬ ‫‪4‬‬ ‫يتم اتخاذ إجراءات تأديبية على كل من يسيء بدون محاباة‪.‬‬ ‫‪0.617‬‬ ‫‪5‬‬ ‫العدالة الشخصية تتم معاملتي باحترام من قبل المشرفين أو المدراء‪.‬‬ ‫‪0.608‬‬ ‫‪1‬‬ ‫يتم إعطائي مالحظات أو تعليقات غير الئقة من قبل مديري أو‬ ‫‪0.506‬‬ ‫‪2‬‬ ‫مشرفي‪.‬‬ ‫يشعرك مديرك بالتقدير واالحترام نتيجة ألي دور إيجابي تقوم به في‬ ‫‪0.640‬‬ ‫‪3‬‬ ‫الوزارة مثل كل زمالئك‪.‬‬ ‫عندما يتم اتخاذ القرارات حول وظيفتي يقوم مشرفي أو مديري‬ ‫‪0.703‬‬ ‫‪4‬‬ ‫بالتعامل معي بصدق‪.‬‬ ‫عندمايتماتخاذالقراراتحولوظيفتي يظھرالمديرقلقًابشأنحقيكموظف‪.‬‬ ‫‪0.592‬‬ ‫‪5‬‬ ‫عدالة المعلومات تشجع اإلدارة على تبادل المعلومات حول خدماتنا المقدمة للمراجعين‪.‬‬ ‫‪0.695‬‬ ‫‪1‬‬ ‫يتم توثيق البيانات والمعلومات المتعلقة بالعمل ونشرھا وتعميمھا‬ ‫‪0.745‬‬ ‫‪2‬‬ ‫بطريقة عمليًة‪.‬‬ ‫يتم اطالعي على طبيعة القرارات المتعلقة بعملي‪.‬‬ ‫‪0.732‬‬ ‫‪3‬‬ ‫توزع وتنشر المعلومات بعدالة بين العاملين‪.‬‬ ‫‪0.708‬‬ ‫‪4‬‬ ‫يوضحمديري أو مشرفي بوضوح أي قرار يتخذ بشأن وظيفتي‪.‬‬ ‫‪0.631‬‬ ‫‪5‬‬ ‫‪237‬‬

‫‪The Influence of Organizational Justice on Job Commitment in the Jordanian Ministries‬‬

‫‪1‬‬ ‫‪2‬‬ ‫‪3‬‬ ‫‪4‬‬ ‫‪5‬‬ ‫‪1‬‬ ‫‪2‬‬

‫االلتزام العاطفي‬

‫االلتزام‬ ‫االستمراري‬

‫‪3‬‬ ‫‪4‬‬ ‫‪5‬‬ ‫‪1‬‬ ‫‪2‬‬ ‫‪3‬‬ ‫‪4‬‬ ‫‪5‬‬

‫االلتزام المعياري‬

‫أشعر بأنني أعمل في جو عائلي في الوزارة التي أعمل بھا‪.‬‬ ‫أرى أن قيمي الشخصية تتفق مع قيم الوزارة‪.‬‬ ‫أشعر دائما بالفخر أثناء الحديث عن الوزارةالتي أعمل فيھا على أنھا‬ ‫أفضل مؤسسة يمكن العمل واالرتباط بھا‪.‬‬ ‫أشعر بالرغبة في بذل مجھود كبير لتحقيق أھداف الوزارة‪.‬‬ ‫أشعر بانتماء قوي للوزارة التي أعمل بھا‪.‬‬ ‫أقبل أي عمل أكلف به من قبل اإلدارة حتى أضمن استمرارية العمل‪.‬‬ ‫أشعر بالرضا لما يحققه لي عملي من مكاسب‪ ،‬وأشعر بأنه يسد‬ ‫حاجاتي الشخصية والوظيفية‪.‬‬ ‫بقائي في العمل ھو فقط خوفي من قلة البدائل إذا أردت أن أبحث عن‬ ‫عمل آخر‪.‬‬ ‫إن بقائي في المنظمة حاليا ھو الحاجة لمصدر دخل وليس رغبة‬ ‫شخصية‪.‬‬ ‫انتقالي إلى مكان عمل آخر سيكلفني العديد من المزايا التي أتمتع بھا‬ ‫اآلن في وظيفتي الحالية‪.‬‬ ‫أشعر أنه من الواجب علي البقاء في عملي في الوزارة‪.‬‬ ‫بقائي في المنظمة التي أعمل بھا ينبع من االلتزام األخالقي لھا‪.‬‬ ‫إذا حصلت على عرض عمل آخرأفضل أشعر أنه ليس من األخالقي‬ ‫ترك منظمتي‪.‬‬ ‫أشعر باالمتنان لما تقدمه الوزارة لي من فرص وامتيازات لتطوير‬ ‫نفسي‪.‬‬ ‫سوف أشعر بالذنب إذا قمت بترك العمل في الوزارة‪.‬‬

‫‪0.511‬‬ ‫‪0.627‬‬ ‫‪0.684‬‬ ‫‪0.711‬‬ ‫‪0.731‬‬ ‫‪0.657‬‬ ‫‪0.599‬‬ ‫‪0.777‬‬ ‫‪0.784‬‬ ‫‪0.629‬‬ ‫‪0.624‬‬ ‫‪0.585‬‬ ‫‪0.688‬‬ ‫‪0.650‬‬ ‫‪0.764‬‬

‫تُظھ ُر مصفوفةُ العوامل المدوّرة )الجدول )‪ ((3‬عدد العوامل التي استُخلصت وتركيبة كل عامل‪ .‬والقيمةُ الواردةُ تحت‬ ‫عمود العامل )ع( في كل سطر ھي ِح ْمل العامل )‪ (Factor Loading‬لتلك الجملة‪ ،‬أي معامل االرتباط )‪ (r‬بين الجملة‬ ‫المحدة والعامل‪ .‬ويمكن تفسير ھذه القيم باعتماد قواعد تفسير قيم معامالت االرتباط حيث أن معامل االرتباط الذي تقل‬ ‫قيمته عن )‪ (0.40‬يعبّ ُر عن عالقة ضعيفة‪ ،‬بينما تُعبّ ُر القي ُم التي تتراوح بين )‪ (0.40‬و )‪ (0.70‬عن ارتباط متوسط‬ ‫القوة‪ ،‬وتعبر القيم األعلى من )‪ (0.70‬عن ارتباطات قوية )‪.(Zhang, Zhang, Lease and Gwizdka, 2014‬‬ ‫الح ْمل األعلى من )‪ (0.50‬يد ّل على‬ ‫وضمن ھذا السياق أوضح فورنل والركر )‪ (Fornell and Larcker, 1981‬أن ِ‬ ‫ص ّحة تقاربية عالية‪ ،‬وأوصى تاباشنك وفايدل )‪ (Tabachnick and Fidell, 2007‬ويونغ وبيرس ) ‪Yong and‬‬ ‫ِ‬ ‫‪ (Pearce, 2013‬تفسير أحمال العوامل التي تزيد عن )‪ ،(0.30‬وھي القيمة الح ّديّة لمعامالت االرتباط )أحمال‬ ‫العوامل( التي اتبعھا الباحث في استخالص العوامل‪ .‬وبالنظر الى الجدول )‪ (3‬توصلت الدراسة الحالية إلى ما يلي‪:‬‬ ‫)‪ (1‬تَلقّى العامل األول أحماال متوسطة إلى عالية من )‪ُ (12‬ج ْملة من ُج َم ِل االستبانة‪ ،‬خمس منھا تعود إلى متغير عدالة‬ ‫اإلجراءات‪ ،‬وثالث تعود إلى متغير العدالة الشخصية‪ ،‬واثنتان تعودان إلى العدالة التوزيعية‪ ،‬واثنتان تعودان إلى عدالة‬ ‫المعلومات‪ .‬وبناء على شمول ھذا العامل ألبعاد العدالة األربعة يمكن وصف العامل األول بعامل العدالة التنظيمية‪.‬‬ ‫جدول )‪ :(3‬مصفوفة العوامل المد ّورة‬ ‫العامل )ع(‬ ‫رقم‬ ‫المتغير‬ ‫الجملة‬ ‫الجملة‬ ‫‪6 5 4 3 2‬‬ ‫‪1‬‬ ‫يتم تطبيق القرارات اإلدارية على الجميع بدون‬ ‫استثناء‪.‬‬ ‫يتم اتخاذ القرارات على مبدأ عدم التحيز ألي‬ ‫شخص‪.‬‬ ‫يحرص المدير على استشارة الموظفين قبل عملية‬ ‫اتخاذ القرارات‪.‬‬ ‫يتم اتخاذ القرارات على أسس موضوعية فيما‬ ‫يتعلق بعملي‪.‬‬

‫عدالة‬ ‫اإلجراءات‬ ‫عدالة‬ ‫اإلجراءات‬ ‫عدالة‬ ‫اإلجراءات‬ ‫عدالة‬ ‫اإلجراءات‬ ‫‪238‬‬

‫‪1‬‬

‫‪0.773‬‬

‫‪2‬‬

‫‪0.768‬‬

‫‪3‬‬

‫‪0.756‬‬

‫‪4‬‬

‫‪0.748‬‬

‫‪Journal of Social Sciences (COES&RJ-JSS), 8(2), pp.230-269‬‬

‫عندما يتم اتخاذ القرارات حول وظيفتي يقوم‬ ‫العدالة‬ ‫مشرفي أو مديري بالتعامل معي بصدق‪.‬‬ ‫الشخصية‬ ‫يتم اتخاذ إجراءات تأديبية على كل من يسيء‬ ‫عدالة‬ ‫‪0.711‬‬ ‫‪5‬‬ ‫بدون محاباة‪.‬‬ ‫اإلجراءات‬ ‫عندما يتم اتخاذ القرارات حول وظيفتي يظھر‬ ‫العدالة‬ ‫‪0.677‬‬ ‫‪5‬‬ ‫المدير قلقًا بشأن حقي كموظف‪.‬‬ ‫الشخصية‬ ‫يشعرك مديرك بالتقدير واالحترام نتيجة ألي دور‬ ‫العدالة‬ ‫‪0.676‬‬ ‫‪3‬‬ ‫إيجابي تقوم به في الوزارة مثل كل زمالئك‪.‬‬ ‫الشخصية‬ ‫الموظفين‬ ‫يتم توزيع المھام والواجبات الوظيفية بين‬ ‫العدالة‬ ‫‪0.618‬‬ ‫‪3‬‬ ‫بطريقة عادلة‪.‬‬ ‫التوزيعية‬ ‫يوضحمديري أو مشرفي بوضوح أي قرار يتخذ‬ ‫عدالة‬ ‫‪0.596‬‬ ‫‪5‬‬ ‫بشأن وظيفتي‪.‬‬ ‫المعلومات‬ ‫توزع وتنشر المعلومات بعدالة بين العاملين‪.‬‬ ‫عدالة‬ ‫‪0.568‬‬ ‫‪4‬‬ ‫المعلومات‬ ‫يتماثل دخلي مع دخل زمالء العمل الذين يماثلونني العدالة‬ ‫‪0.454‬‬ ‫‪5‬‬ ‫بالوظيفة والجھود المبذولة‪.‬‬ ‫التوزيعية‬ ‫)‪ (2‬تميّز العام ُل الثاني بأحمال متوسطة إلى عالية من ﱢ‬ ‫ست ُج َم ٍل من ُج َم ِل االستبانة‪ ،‬تعود خمس منھا إلى متغير‬ ‫االلتزام المعياري‪ ،‬بينما تعود الجملة السادسة إلى متغير االلتزام العاطفي‪ .‬وبمقتضى ذلك يمكن تسمية ھذا العامل‬ ‫بعامل االلتزام المعياري‪.‬‬ ‫)‪ (3‬تَلقّى العامل الثالث أحماال متوسطة من ﱢ‬ ‫ست ُج َم ٍل من ُج َم ِل االستبانة‪ ،‬أربعة منھا تعود إلى متغير االلتزام العاطفي‪،‬‬ ‫وتعود اثنتان منھا إلى متغير العدالة الشخصية‪ ،‬ولذلك يمكن تسمية ھذا العامل بعامل االلتزام العاطفي‪.‬‬ ‫‪4‬‬

‫الجملة‬ ‫إذا حصلت على عرض عمل‬ ‫آخرأفضل أشعر أنه ليس من‬ ‫األخالقي ترك منظمتي‪.‬‬ ‫سوف أشعر بالذنب إذا قمت بترك‬ ‫العمل في الوزارة‪.‬‬ ‫أشعر باالمتنان لما تقدمه الوزارة‬ ‫لي من فرص وامتيازات لتطوير‬ ‫نفسي‪.‬‬ ‫أشعر أنه من الواجب علي البقاء‬ ‫في عملي في الوزارة‪.‬‬ ‫بقائي في المنظمة التي أعمل بھا‬ ‫ينبع من االلتزام األخالقي لھا‪.‬‬ ‫أشعر دائما بالفخر أثناء الحديث‬ ‫عن الوزارة التي أعمل فيھا على‬ ‫أنھا أفضل مؤسسة يمكن العمل‬ ‫واالرتباط بھا‪.‬‬ ‫أرى أن قيمي الشخصية تتفق مع‬ ‫قيم الوزارة‪.‬‬ ‫تتم معاملتي باحترام من قبل‬ ‫المشرفين أو المدراء‪.‬‬ ‫يتم إعطائي مالحظات أو تعليقات‬ ‫غير الئقة من قبل مديري أو‬ ‫مشرفي‪.‬‬

‫‪0.736‬‬

‫جدول )‪ :(3‬مصفوفة العوامل المد ّورة )تت ّمة(‬ ‫رقم‬ ‫المتغير‬ ‫الجملة‬ ‫‪2‬‬ ‫‪1‬‬ ‫االلتزام‬ ‫المعياري‬

‫‪3‬‬

‫‪0.819‬‬

‫االلتزام‬ ‫المعياري‬ ‫االلتزام‬ ‫المعياري‬

‫‪5‬‬

‫‪0.810‬‬

‫‪4‬‬

‫‪0.724‬‬

‫‪1‬‬

‫‪0.698‬‬

‫‪2‬‬

‫‪0.659‬‬

‫‪3‬‬

‫‪0.514‬‬

‫االلتزام‬ ‫المعياري‬ ‫االلتزام‬ ‫المعياري‬ ‫االلتزام‬ ‫العاطفي‬ ‫االلتزام‬ ‫العاطفي‬ ‫العدالة‬ ‫الشخصية‬ ‫العدالة‬ ‫الشخصية‬

‫العامل )ع(‬ ‫‪3‬‬

‫‪2‬‬

‫‪0.594‬‬

‫‪1‬‬

‫‪0.592‬‬

‫‪2‬‬

‫‪0.584‬‬

‫‪239‬‬

‫‪4‬‬

‫‪5‬‬

‫‪6‬‬

‫‪The Influence of Organizational Justice on Job Commitment in the Jordanian Ministries‬‬ ‫أشعر بالرغبة في بذل مجھود‬ ‫االلتزام‬ ‫كبير لتحقيق أھداف الوزارة‪.‬‬ ‫العاطفي‬ ‫أشعر بانتماء قوي للوزارة التي‬ ‫االلتزام‬ ‫‪0.553‬‬ ‫‪5‬‬ ‫أعمل بھا‪.‬‬ ‫العاطفي‬ ‫أشعر بأنني أعمل في جو عائلي‬ ‫االلتزام‬ ‫‪0.486‬‬ ‫‪1‬‬ ‫في الوزارة التي أعمل بھا‪.‬‬ ‫العاطفي‬ ‫)‪ (4‬يتميّز العامل الرابع بتلقّيه أحماال متوسطة إلى عالية جدا من أربع جُمل من جُمل االستبانة‪ ،‬ثالث منھا تعود إلى‬ ‫متغير العدالة التوزيعية‪ ،‬وجُملة تعود إلى متغير االلتزام االستمراري‪ ،‬وبناء على ذلك يمكن تسمية ھذا العامل بعامل‬ ‫العدالة التوزيعية‪.‬‬ ‫)‪ (5‬تميّز العامل الخامس بأحمال متوسطة إلى عالية من ثالث جُمل من جُمل االستبانة‪ ،‬تعود جميعُھا إلى متغير عدالة‬ ‫المعلومات‪ ،‬ولذلك يمكنُ تسميةُ ھذا العامل بعامل عدالة المعلومات‪.‬‬ ‫)‪ (6‬تلقّى العامل السادس أحماال عالية من ثالث جمل فقط تعود إلى متغير االلتزام االستمراري‪ ،‬ولھذا السبب يمكن‬ ‫وسم ھذا العامل بعامل االلتزام االستمراري‪.‬‬ ‫جدول )‪ :(3‬مصفوفة العوامل المد ّورة )تت ّمة(‬ ‫العامل )ع(‬ ‫رقم‬ ‫المتغير‬ ‫الجملة‬ ‫الجملة‬ ‫‪6‬‬ ‫‪5‬‬ ‫‪4‬‬ ‫‪3 2 1‬‬ ‫‪4‬‬

‫العدالة التوزيعية‬

‫‪0.582‬‬

‫يتناسب دخلي مع ما أقوم به من‬ ‫جھد داخل المنظمة‪.‬‬ ‫يتناسب دخلي الشھري مع مؤھلي‬ ‫العدالة التوزيعية‬ ‫‪0.719‬‬ ‫‪4‬‬ ‫العلمي و خبرتي في العمل‪.‬‬ ‫أحصل على مكافأة عادلة مقابل‬ ‫العدالة التوزيعية‬ ‫‪0.673‬‬ ‫‪2‬‬ ‫اإلنجازات اإلضافية التي أبذلھا في‬ ‫العمل‪.‬‬ ‫أشعر بالرضا لما يحققه لي عملي‬ ‫االلتزام االستمراري‬ ‫‪0.454‬‬ ‫‪2‬‬ ‫من مكاسب‪ ،‬وأشعر بأنه يسد‬ ‫حاجاتي الشخصية والوظيفية‪.‬‬ ‫يتم توثيق البيانات والمعلومات‬ ‫عدالة المعلومات‬ ‫‪0.734‬‬ ‫‪2‬‬ ‫المتعلقة بالعمل ونشرھا وتعميمھا‬ ‫بطريقة عمليًة‪.‬‬ ‫تشجع اإلدارة على تبادل‬ ‫عدالة المعلومات‬ ‫‪0.638‬‬ ‫‪1‬‬ ‫المعلومات حول خدماتنا المقدمة‬ ‫للمراجعين‪.‬‬ ‫يتم اطالعي على طبيعة القرارات‬ ‫عدالة المعلومات‬ ‫‪0.620‬‬ ‫‪3‬‬ ‫المتعلقة بعملي‪.‬‬ ‫ھو‬ ‫حاليا‬ ‫المنظمة‬ ‫إن بقائي في‬ ‫االستمراري‬ ‫االلتزام‬ ‫‪.835‬‬ ‫‪4‬‬ ‫الحاجة لمصدر دخل وليس رغبة‬ ‫شخصية‪.‬‬ ‫بقائي في العمل ھو فقط خوفي من االلتزام االستمراري‬ ‫‪.809‬‬ ‫‪3‬‬ ‫قلة البدائل إذا أردت أن أبحث عن‬ ‫عمل آخر‪.‬‬ ‫انتقالي إلى مكان عمل آخر‬ ‫االلتزام االستمراري‬ ‫‪.697‬‬ ‫‪5‬‬ ‫سيكلفني العديد من المزايا التي‬ ‫أتمتع بھا اآلن في وظيفتي الحالية‪.‬‬ ‫آخذا بعين االعتبار مقاييس نوعية العوامل المستخلصة التي وضعھا كوستيللو وأوزبورن ) ‪Costello and‬‬ ‫‪ ،(Osborne, 2005‬ومنھا أن أي عامل ال يتلقّى أحماال سوى من جملتيْن ھو عامل ضعيف وغير مستقر‪ ،‬يحذفُ‬ ‫ُ‬ ‫الباحث العامل السابع‪ ،‬ويستبقي ستة عوامل‪ ،‬ويصل إلى االستنتاج أن البنية التحتية ألداة الدراسة تتكون من ﱢ‬ ‫ست‬ ‫عوامل و)‪ (34‬جملة‪ ،‬وأن ھذه العوامل مجتمعة تفسر )‪ (%61.70‬من التباين في البيانات التي حصلت ھذه الدراسة‬ ‫عليھا باستخدام ھذه االستبانة‪ ،‬وھي نسبة مقبولة حسب فورنل والركر )‪ (Fornell and Larcker, 1981‬وريمن‬ ‫‪1‬‬

‫‪240‬‬

‫‪0.827‬‬

‫‪Journal of Social Sciences (COES&RJ-JSS), 8(2), pp.230-269‬‬

‫)‪ (Reimann et al., 2002‬وھاير وآخرون ))‪ (Hair, Black, Babin, Anderson and Tatham, 2005‬وويو‬ ‫)‪ (Wu, 2008‬ويوسف )‪ (Yusoff, 2011‬وبيفرز وآخرون )‪.(Beavers et al., 2013‬‬ ‫‪ 3.6.3‬ثبات أداة الدراسة )‪(Reliability‬‬ ‫بھدف التحقق من مناسبة استبانة الدراسة ألغراض ولمجتمع الدراسة‪ ،‬فحص الباحث ثبات االستبانة مستخدما فحص‬ ‫الثبات )‪ (Reliability Analysis‬بداللة معامل ألفا كرونباخ )‪ .(Cronbach’s Alpha Coefficient‬شمل فحص‬ ‫ثبات االستبانة )‪ (35‬فقرة )جُملة( تُمثّ ُل عدد فقرات االستبانة‪ ،‬و)‪ (382‬حالة ) ُمستجيبا(‪ ،‬والتي شملھا ھذا الفحص‪ .‬فقد‬ ‫كانت قيمة معامل ألفا كرونباخ )‪ ،(0.923‬مما يعني أن ھذه االستبانة على درجة عالية جدا من الثبات‪ .‬وحسب‬ ‫كرونباخ )‪ (Cronbach, 1970‬وننّالي )‪ (Nunnaly, 1978‬فإن الحد األدنى لقيم معامل ألفا كرونباخ المقبول ھو‬ ‫)‪.(0.70‬وقد وضع ھنتون وآخرون )‪ (Hinton et al., 1980, 2004‬تصنيفا لقيم معامل ألفا كرونباخ في فئات‪.‬‬ ‫حسب ھذا التصنيف فإن القيم التي تتجاوز )‪ (0.90‬تدل على درجة ممتازة من الثبات )‪ (Excellent Reliability‬ومن‬ ‫الترابط الداخلي )‪ (Excellent Internal Consistency‬بين فقرات أداة البحث‪ .‬وبناء على ذلك يجد الباحث أن‬ ‫استبانة الدراسة الحالية تتميز بدرجة ممتازة من الثبات ومن الترابط الداخلي بين فقراتھا‪ .‬ورغم النتيجة المتقدمة سعى‬ ‫الباحث للتعرف إلى فقرات االستبانة األضعف واألقوى‪ ،‬وتلك التي يمكن أن تُخذف دون التأثير على درجة ثبات‬ ‫االستبانة وترابط فقراتھا‪ .‬وقد كشفت النتائج أن قيمة معامل ألفا كرونباخ عند حذف أي فقرة من فقرات االستبانة‬ ‫تراوحت بين )‪ (0.918‬و )‪ ،(0.929‬وھو نطاق ضيق جدا )‪ ،(0.011‬وح ﱡده األدنى ليس ببعيد من قيمة ثبات االستبانة‬ ‫الكاملة )‪ ،(0.923‬وكذلك ح ﱡده األعلى )‪ ،(0.929‬ما يعني أن الباحث يستطيع المحافظة على جميع فقرات االستبانة‪،‬‬ ‫وأنه ال داعي لخذف أيھا؛ فحذف أي فقرة لن يؤدي إلى خفض أو رفع درجة ثبات االستبانة بقدر ملموس‪.‬‬ ‫‪ 3.8‬الخصائص الشخصية ألفراد عينة الدراسة‬ ‫أجرى الباحث تحليل التوزيع التكراري )‪ (Frequency Distribution Analysis‬بھدف التعرف إلى أھم الخصائص‬ ‫الشخصية )‪ (Demographic Characteristics‬ألفراد عينة الدراسة‪ ،‬ويعرض الباحث في الفقرات التي تلي‬ ‫الجدول أھم النتائج‪.‬‬ ‫الجدول )‪ :(4‬الخصائص الشخصية ألفراد عينة الدراسة‬ ‫النسبة المئوية الصحيحة‬ ‫التكرار‬ ‫الفئات‬

‫صيّة‬ ‫الخا ّ‬ ‫الوزارة‬

‫الجنس‬

‫المؤھل الدراسي‬

‫الفئة العمرية‬

‫وزارة التربية والتعليم‬

‫‪132‬‬

‫‪34.6‬‬

‫وزارة الصحة‬

‫‪124‬‬

‫‪32.5‬‬

‫وزارة األوقاف‬

‫‪126‬‬

‫‪33.0‬‬

‫المجموع‬

‫‪382‬‬

‫‪100.0‬‬

‫ذكر‬

‫‪237‬‬

‫‪62.0‬‬

‫انثى‬

‫‪144‬‬

‫‪37.7‬‬

‫قيمة ناقصة‬

‫‪1‬‬

‫‪0.3‬‬

‫المجموع‬

‫‪382‬‬

‫‪100.0‬‬

‫دبلوم فما دون‬

‫‪112‬‬

‫‪29.3‬‬

‫بكالوريوس‬

‫‪188‬‬

‫‪49.2‬‬

‫دراسات عليا‬

‫‪80‬‬

‫‪20.9‬‬

‫قيمة ناقصة‬

‫‪2‬‬

‫‪0.5‬‬

‫المجموع‬

‫‪382‬‬

‫‪100.0‬‬

‫أقل من ‪ 24‬سنة‬

‫‪6‬‬

‫‪1.6‬‬

‫من ‪ 24‬الى أقل من ‪34‬‬

‫‪83‬‬

‫‪21.7‬‬

‫من ‪ 35‬الى أقل من ‪45‬‬

‫‪155‬‬

‫‪40.6‬‬

‫من ‪ 46‬الى أقل من ‪56‬‬

‫‪127‬‬

‫‪33.2‬‬

‫‪241‬‬

‫‪The Influence of Organizational Justice on Job Commitment in the Jordanian Ministries‬‬

‫الخبرة العملية‬

‫‪-1‬‬ ‫‪-2‬‬ ‫‪-3‬‬ ‫‪-4‬‬ ‫‪-5‬‬ ‫‪-6‬‬ ‫‪-7‬‬

‫‪ 56‬سنة فأكثر‬

‫‪11‬‬

‫‪2.9‬‬

‫المجموع‬

‫‪382‬‬

‫‪100.0‬‬

‫أقل من ‪ 5‬سنوات‬

‫‪35‬‬

‫‪9.2‬‬

‫من ‪ 5‬الى ‪ 10‬سنوات او أقل‬

‫‪85‬‬

‫‪22.3‬‬

‫من ‪ 10‬الى ‪ 15‬سنة او أقل‬

‫‪106‬‬

‫‪27.8‬‬

‫من ‪ 15‬الى ‪ 20‬سنة أو أقل‬

‫‪80‬‬

‫‪21.0‬‬

‫‪ 20‬سنة فأكثر‬

‫‪75‬‬

‫‪19.7‬‬

‫قيمة ناقصة‬

‫‪1‬‬

‫‪.03‬‬

‫المجموع‬

‫‪382‬‬

‫‪100.0‬‬

‫كشف التحليل )الجدول ‪ (4‬عن أن أعداد أفراد عينة الدراسة من موظفي الوزارات الثالث المدروسة )وزارة التربية‬ ‫والتعليم ووزارة األوقاف ووزارة الصحة( كانت متقاربة جدا‪ ،‬فقد كان عدد موظفي وزارة الصحة )‪ (124‬موظفا‪،‬‬ ‫يشكلون )‪ (%32.5‬من عينة الدراسة‪ ،‬بينما كان عدد موظفي وزارة األوقاف )‪ (126‬موظفا‪ ،‬أي )‪ (%33.0‬من عينة‬ ‫الدراسة‪ ،‬وكان عدد موظفي وزارة التربية والتعليم )‪ (132‬موظفا يشكلون )‪ (%34.6‬من أفراد العينة‪ .‬أما من ناحية‬ ‫الجنس فقد كانت غالبية أفراد عينة الدراسة رجاال‪ ،‬وقد بلغ عددھم )‪ (237‬موظفا‪ ،‬أي نحو )‪ (%62.0‬من أفراد العينة‪،‬‬ ‫وكان عدد الموظفات )‪ (144‬موظفة‪ ،‬ش ّك ْلنَ )‪ (%37.7‬من أفراد عينة الدراسة‪ .‬بالنسبة للمؤھل الدراسي ش ّكل حملة‬ ‫شھادة البكالوريوس قرابة نصف أفراد العينة؛ فقد كانوا )‪ (188‬موظفا‪ ،‬أي )‪ (%49.2‬من مجموع عدد المستجيبين‬ ‫)الجدول ‪ ،(4‬تالھم الموظفون حملة الدبلوم المتوسط )دبلوم كلية المجتمع(‪ ،‬الذين كان عددھم )‪ (112‬موظفا‬ ‫)‪ .(%29.3‬وبينما كان الموظفون حملة الشھادات العليا األقل عددا‪ (80) ،‬موظفا‪ ،‬أي )‪ (%20.9‬من مجموع أفراد‬ ‫عينة الدراسة‪.‬فيما يتعلق بالفئة العمرية تراوحت أعمار العدد األكبر من الموظفين بين )‪ (35‬و )‪ (45‬سنة‪ ،‬وكان‬ ‫عددھم )‪ (155‬موظفا )‪ ،(%40.6‬تالھم الموظفون من الفئة العمرية )‪ (56-46‬سنة‪ ،‬الذين كان عددھم )‪ (127‬موظفا‪،‬‬ ‫س‬ ‫يش ّكلون )‪ (%33.2‬من مجموع أفراد عينة الدراسة‪ .‬وش ّكل الموظفون من الفئة العمرية )‪ (34-24‬سنة حوالي ُخ ْم ِ‬ ‫عدد المستجيبين )‪ ،(%21.7‬وكان عددھم )‪ (83‬موظفا‪ .‬ومثّل الموظفون الصغار نسبيا‪ ،‬أي الموظفين الذين تقل‬ ‫أعمارھم عن )‪ (24‬سنة‪ ،‬العدد األقل في عينة الدراسة )‪6‬؛ ‪ ،(%1.6‬تالھم الموظفون األكبر عمرا‪ ،‬أي الموظفون‬ ‫الذين تزيد أعمارھم عن )‪ (56‬سنة‪ ،‬وقد كان عددھم )‪ (11‬موظفا‪ ،‬أي )‪ (%2.9‬من أفراد عينة ھذه الدراسة‪ .‬تنوّعت‬ ‫خبرات أفراد عينة الدراسة‪ ،‬وإلى ح ّد ما تقاربت أعداد الموظفين من ذوي فئات الخبرة التي تزيد عن )‪ (5‬سنوات وتقل‬ ‫عن )‪ (10‬سنوات )‪85‬؛ ‪ ،(%22.3‬والتي تزيد عن )‪ (15‬سنة وتقل عن )‪ (20‬سنة )‪80‬؛ ‪ ،(%21.0‬والذين ال يق ّل‬ ‫عدد سنوات خبراتھم الوظيفية عن )‪ (20‬سنة )‪75‬؛ ‪ .(%19.7‬وكان عدد الموظفين الذين يزيد عدد سنوات خبراتھم‬ ‫الوظيفية عن )‪ (10‬سنوات ويقل عن )‪ (15‬سنة العدد األكبر )‪106‬؛ ‪ ،(%27.8‬بينما كان عدد الموظفين الذين يق ّل عدد‬ ‫سنوات خبراتھم الوظيفية عن )‪ (5‬سنوات العدد األقل )‪35‬؛ ‪.(%9.2‬‬ ‫‪ 3.9‬المعالجة اإلحصائية‬ ‫في ھذه الدراسة إعتمد الباحث على برنامج الرزم اإلحصائية للعلوم اإلجتماعية )‪ (SPSS‬لتحليل البيانات حيث تم‬ ‫إستخدام األدوات اإلحصائية التالية‪:‬‬ ‫اإلحصاء الوصفي )‪ (Descriptive Statistics Analysis‬كالتكرارات والنسب المئوية و المتوسطات الحسابية‬ ‫واألنحرافات المعيارية‪.‬‬ ‫تحليل التوزيع التكراري )‪ (Frequency Distribution Analysis‬بھدف التعرف إلى أھم الخصائص الشخصية‬ ‫)‪ (Demographic Characteristics‬ألفراد عينة الدراسة‪.‬‬ ‫تحليل العوامل )‪ (Factor Analysis‬لفحص مصداقية أو صحة )‪ (Content Validity‬االستبانة‪.‬‬ ‫فحص قيصر‪-‬ماير‪-‬أولكن )‪ (Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy‬لكفاية عينة الدراسة‪.‬‬ ‫فحص بارتلت)‪ (Bartlett's Test of Sphericity‬لتساوي تباينات العينات‪.‬‬ ‫فحص ثبات أداة الدراسة )‪ (Reliability Analysis‬بداللة معامل ألفا كرونباخ ) ‪Cronbach’s Alpha‬‬ ‫‪.(Coefficient‬‬ ‫تحليل االنحدار الخطّ ّي البسيط )‪.(Simple Linear Regression Analysis‬‬ ‫‪242‬‬

‫‪Journal of Social Sciences (COES&RJ-JSS), 8(2), pp.230-269‬‬

‫‪ -8‬تحليل التباين )‪ (ANOVA- Analysis of variance‬لمعرفة الفروقات ذات الدالالت اإلحصائية بين متغيرات‬ ‫الدراسة‪.‬‬ ‫‪ -9‬نموذج اإلنحدار المتعدد )‪ (StepwiseMethod‬لبيان أثر العدالة التنظيمية بأبعادھا في اإللتزام الوظيفي بأبعاده‪.‬‬ ‫‪ 3.10‬معايير تصنيف المتوسطات الحسابية‬ ‫في إطار تصنيف المتوسطات الحسابية فقد قسم الباحث فئات درجات موافقة أفراد عينة الدراسة على فقرات اإلستبانة‬ ‫إلى خمس فئات؛ ويتضح ذلك كما يلي‪ :‬المعادلة التي تم اإلعتماد عليھا‬ ‫)الحد األعلى – الحد األدنى( ‪ /‬عدد الفئات)النعيمي‪(2011 ،‬‬

‫وبذلك تكون فترات ‪ -‬معايير‪ -‬قيم المتوسطات الحسابية كاألتي‪:‬‬ ‫منخفض جدا‬ ‫منخفض‬ ‫متوسط‬ ‫مرتفع‬ ‫مرتفع جدا‬

‫‪1.80 – 1.0‬‬ ‫‪2.60 – 1.81‬‬ ‫‪3.40 – 2.61‬‬ ‫‪4.20 – 3.41‬‬ ‫‪5.00 – 4.21‬‬ ‫‪ 4‬التحليل اإلحصائي‬ ‫‪ 4.1‬مستويات العدالة التنظيمية واإللتزام الوظيفي في الوزارات األردنية المدروسة‬ ‫لمعرفة مستويات العدالة التنظيمية واإللتزام الوظيفي في الوزارات األردنية المدروسة قام الباحث بحساب المتوسطات‬ ‫الحسابية واإلنحرافات المعيارية ودرجات الموافقة والرتب‪ ،‬ألبعاد العدالة التنظيمية األربعة )التوزيعية واإلجرائية‬ ‫والشخصية والمعلومات( باإلضافة لبعد عدالة التعامالت )‪ ،(Overall Interactional Justice‬كما ھو مبين في‬ ‫الجداول )‪ .(8 –5‬وحساب األوساط الحسابية واإلنحرافات المعيارية ودرجات الموافقة ألبعاد اإللتزام الوظيفي الثالث‬ ‫)عاطفي وإستمراري ومعياري(‪ ،‬كما يظھر في الجدوال )‪ (11 - 9‬باإلضافة الى حساب األوساط الحسابية‬ ‫واإلنحرافات المعيارية وحدد المستوى لمتغيرات الدراسة الكلية كما ھو مبين في الجدول )‪.(12‬‬ ‫‪ 4.1.1‬مستويات العدالة التوزيعية في الوزارات األردنية المدروسة‬ ‫يبين الجدول )‪ (5‬ان قيم المتوسطات الحسابية والمستويات والرتب لجمل بعد العدالة التوزيعية تراوحت بين )‪- 1.96‬‬ ‫‪ .(2.65‬حيث تشير النتائج الى أن فقرة العدالة التوزيعية ذات الوسط الحسابي األعلى كان للفقرة )يتماثل دخلي مع دخل‬ ‫زمالء العمل الذين يماثلونني بالوظيفة والجھود المبذولة(‪ .‬وقد كان المتوسط الحسابي لھا )‪ (2.65‬واإلنحراف‬ ‫المعياري )‪ .(1.184‬وبذلك يكون مستوى موافقة أفراد عينة الدراسة على ھذه الفقرة متوسط‪ .‬وكانت فقرة )أحصل‬ ‫على مكافأة عادلة مقابل اإلنجازاتاإلضافية التي أبذلھا في العمل( ذات الوسط الحسابي األقل بمقدار )‪ (1.96‬وانحراف‬ ‫معياري قيمته )‪ ،(0.951‬وبذلك يكون مستوى موافقة أفراد عينة الدراسة على ھذه الفقرة منخفض‪ .‬ويبين الجدول )‪(5‬‬ ‫أن المتوسط العام لفقرات بعد العدالة التوزيعية ھو )‪ (2.292‬حيث يشير ذلك أن مستوى بعد العدالة التوزيعية في‬ ‫الوزارات األردنية المدروسة ھو منخفض‪.‬‬ ‫جدول )‪ :(5‬المتوسطات الحسابية واالنحرافات المعيارية والمستويات والرتب ألستجابات أفراد عينة الدراسة لجمل‬ ‫بعد العدالة التوزيعية‬ ‫رقم‬ ‫الفقرة‬ ‫‪1‬‬ ‫‪2‬‬ ‫‪3‬‬ ‫‪4‬‬ ‫‪5‬‬

‫الفقرة‬ ‫يتماثل دخلي مع دخل زمالء العمل الذين يماثلونني‬ ‫يتم توزيع المھام والواجبات الوظيفية بين الموظفين‬ ‫يتناسب عادلة‬ ‫بطريقة‬ ‫دخلي مع ما أقوم به من جھد داخل المنظمة‬ ‫يتناسب دخلي الشھري مع مؤھلي العلمي و خبرتي في‬ ‫العمل‬ ‫أحصل على مكافأة عادلة مقابل اإلنجازاتاإلضافية التي‬ ‫العمل‬ ‫في‬ ‫أبذلھا‬ ‫المتوسط الحسابي العام لبعد العدالة التوزيعية‬

‫الوسط‬ ‫الحسابي‬

‫االنحراف‬ ‫المعياري‬

‫‪2.65‬‬ ‫‪2.56‬‬ ‫‪2.27‬‬ ‫‪2.02‬‬ ‫‪1.96‬‬ ‫‪2.292‬‬

‫‪1.184‬‬ ‫‪1.029‬‬ ‫‪0.924‬‬ ‫‪0.943‬‬ ‫‪0.951‬‬

‫المستوى‬

‫المرتبة‬

‫متوسط‬ ‫منخفض‬ ‫متوسط‬ ‫منخفض‬ ‫منخفض‬ ‫منخفض‬

‫‪1‬‬ ‫‪2‬‬ ‫‪3‬‬ ‫‪4‬‬ ‫‪5‬‬

‫‪ 4.1.2‬مستويات عدالة اإلجراءات في الوزارات األردنية المدروسة‬ ‫يبين الجدول )‪ (6‬ان قيم المتوسطات الحسابية والمستويات والرتب لجمل بعد العدالة عدالة اإلجراءات كانت بين‬ ‫)‪ .(2.72 -2.51‬حيث أشارت النتائج الى أن فقرة عدالة اإلجراءاتذات الوسط الحسابي األعلى كان للفقرة )يتم اتخاذ‬ ‫‪243‬‬

‫‪The Influence of Organizational Justice on Job Commitment in the Jordanian Ministries‬‬ ‫القرارات على أسس موضوعية فيما يتعلق بعملي(‪ ،‬وقد كان المتوسط الحسابي لھا )‪ (2.72‬واإلنحراف المعياري‬ ‫)‪ .(1.068‬وبذلك يكون مستوى موافقة أفراد عينة الدراسة على ھذه الفقرة متوسط‪.‬‬ ‫وكانت فقرة )يحرص المدير على استشارة الموظفين قبل عملية اتخاذ القرارات( ذات الوسط الحسابي األقل بمقدار‬ ‫)‪ (2.51‬وانحراف معياري قيمته )‪ ،(1.171‬وبذلك يكون مستوى موافقة أفراد عينة الدراسة على ھذه الفقرة ھو‬ ‫منخفض‪ .‬ويبين الجدول )‪ (6‬أن المتوسط العام لفقرات بعد العدالة التوزيعية ھو )‪ (2.604‬حيث يشير ذلك أن مستوى‬ ‫بعد العدالة التوزيعية في الوزارات األردنية المدروسة ھو منخفض‪.‬‬ ‫جدول )‪ :(6‬المتوسطات الحسابية واالنحرافات المعيارية والمستويات والرتب ألستجابات أفراد عينة الدراسة لجمل‬ ‫بعد عدالة اإلجراءات‬ ‫الوسط االنحراف‬ ‫رقم‬ ‫المستوى المرتبة‬ ‫الفقرة‬ ‫الحسابي المعياري‬ ‫الفقرة‬ ‫يتم اتخاذ القرارات على أسس موضوعية فيما‬ ‫‪1‬‬ ‫‪1.068‬‬ ‫‪2.72‬‬ ‫‪1‬‬ ‫متوسط‬ ‫بعمليالقرارات اإلدارية على الجميع بدون‬ ‫يتعلقتطبيق‬ ‫يتم‬ ‫‪2‬‬ ‫‪1.151‬‬ ‫‪2.66‬‬ ‫‪2‬‬ ‫متوسط‬ ‫استثناء‪.‬‬ ‫اتخاذ إجراءات تأديبية على كل من يسيء‬ ‫يتم‬ ‫‪3‬‬ ‫‪1.122‬‬ ‫‪2.60‬‬ ‫‪3‬‬ ‫منخفض‬ ‫محاباة‬ ‫بدون‬ ‫يتم اتخاذ القرارات على مبدأ عدم التحيز ألي‬ ‫‪4‬‬ ‫‪1.132‬‬ ‫‪2.53‬‬ ‫‪4‬‬ ‫منخفض‬ ‫شخص‬ ‫يحرص المدير على استشارة الموظفين قبل‬ ‫‪5‬‬ ‫‪1.171‬‬ ‫‪2.51‬‬ ‫‪5‬‬ ‫منخفض‬ ‫عملية اتخاذ القرارات‬ ‫‪2.604‬‬ ‫منخفض‬ ‫المتوسط الحسابي العام لبعد عدالة اإلجراءات‬ ‫‪ 4.1.3‬مستويات العدالة الشخصية في الوزارات األردنية المدروسة‬ ‫كما يظھرفي الجدول )‪ (7‬ان قيم المتوسطات الحسابية والمستويات والرتب لجمل بعد العدالة الشخصية تراوحت بين‬ ‫)‪ .(3.89 -1.82‬حيث أشارت النتائج الى أن فقرة عدالة اإلجراءات ذات الوسط الحسابي األعلى كان للفقرة )تتم‬ ‫معاملتي باحترام من قبل المشرفين أو المدراء(‪ ،‬وقد كان المتوسط الحسابي لھا)‪ (3.89‬واإلنحراف المعياري‬ ‫)‪ .(0.967‬وبذلك يكون مستوى موافقة أفراد عينة الدراسة على ھذه الفقرة مرتفع‪.‬‬ ‫وكانت فقرة )يتم إعطائي مالحظات أو تعليقات غير الئقة من قبل مديري أو مشرفي( ذات الوسط الحسابي األقل‬ ‫بمقدار )‪ (1.82‬وانحراف معياري قيمته )‪ ،(1.103‬وبذلك يكون مستوى موافقة أفراد عينة الدراسة على ھذه الفقرة ھو‬ ‫منخفض‪ .‬ويُظھر الجدول )‪ (7‬أن المتوسط العام لفقرات بعد العدالة التوزيعية ھو )‪ (3.004‬حيث يشير ذلك إلى أن‬ ‫مستوى بعد العدالة الشخصيةفي الوزارات األردنية المدروسة ھو متوسط‪.‬‬ ‫الجدول )‪ :(7‬المتوسطات الحسابية واالنحرافات المعيارية والمستويات والرتب ألستجابات أفراد عينة الدراسة لجمل‬ ‫بعد العدالة الشخصية‬ ‫الوسط‬ ‫الحسابي‬

‫االنحراف‬ ‫المعياري‬

‫المستوى‬

‫المرتبة‬

‫رقم‬ ‫الفقرة‬ ‫‪1‬‬

‫تتم معاملتي باحترام من قبل المشرفين أو المدراء‬

‫‪3.89‬‬

‫‪0.967‬‬

‫مرتففع‬

‫‪1‬‬

‫‪2‬‬

‫يشعرك مديرك بالتقدير واالحترام نتيجة ألي دور إيجابي تقوم‬ ‫به في الوزارة مثل كل زمالئك‬

‫‪3.40‬‬

‫‪1.129‬‬

‫مرتفع‬

‫‪2‬‬

‫الفقرة‬

‫عندما يتم اتخاذ القرارات حول وظيفتي يقوم مشرفي أو مديري‬ ‫‪3‬‬ ‫بالتعامل معي بصدق‬ ‫عندما يتم اتخاذ القرارات حول وظيفتي يظھر المدير قلقًا بشأن‬ ‫‪4‬‬ ‫‪1.148‬‬ ‫‪2.73‬‬ ‫‪4‬‬ ‫متوسط‬ ‫حقي كموظف‬ ‫يتم إعطائي مالحظات أو تعليقات غير الئقة من قبل مديري أو‬ ‫‪5‬‬ ‫‪1.103‬‬ ‫‪1.82‬‬ ‫‪5‬‬ ‫منخفض‬ ‫مشرفي‬ ‫‪3.004‬‬ ‫متوسط‬ ‫المتوسط الحسابي العام لبعد العدالة الشخصية‬ ‫‪ 4.1.4‬مستويات عدالة المعلومات في الوزارات األردنية المدروسة‬ ‫يبين الجدول )‪ (8‬ان قيم المتوسطات الحسابية والمستويات والرتب لجمل بعد عدالة المعلومات تراوحت بين )‪- 2.78‬‬ ‫‪ .(3.10‬حيث تشير النتائج الى أن فقرة العدالة التوزيعية ذات الوسط الحسابي األعلى كان للفقرة )يتم توثيق البيانات‬ ‫والمعلومات المتعلقة بالعمل ونشرھا وتعميمھا بطريقة عمليًة(‪ .‬وقد كان المتوسط الحسابي لھا )‪ (3.10‬واإلنحراف‬ ‫المعياري )‪ .(1.150‬وبذلك يكون مستوى موافقة أفراد عينة الدراسة على ھذه الفقرة متوسط‪ .‬وكانت فقرة )توزع‬ ‫‪3.18‬‬

‫‪244‬‬

‫‪1.138‬‬

‫متوسط‬

‫‪3‬‬

‫‪Journal of Social Sciences (COES&RJ-JSS), 8(2), pp.230-269‬‬

‫وتنشر المعلومات بعدالة بين العاملين( ذات الوسط الحسابي األقل بمقدار )‪ (2.78‬وانحراف معياري قيمته‬ ‫)‪ ،(1.096‬وبذلك يكون مستوى موافقة أفراد عينة الدراسة على ھذه الفقرة متوسط‪ .‬ويبين الجدول )‪ (8‬أن المتوسط‬ ‫العام لفقرات بعد العدالة التوزيعية ھو )‪ (2.94‬حيث يشير ذلك أن مستوى بعد عدالة المعلومات في الوزارات األردنية‬ ‫المدروسة ھو متوسط‪.‬‬ ‫الجدول )‪ :(8‬المتوسطات الحسابية واالنحرافات المعيارية والمستويات والرتب ألستجابات أفراد عينة الدراسة لجمل‬ ‫بعد عدالة المعلومات‬ ‫الوسط االنحراف‬ ‫رقم‬ ‫المستوى المرتبة‬ ‫الفقرة‬ ‫الحسابي المعياري‬ ‫الفقرة‬ ‫يتم توثيق البيانات والمعلومات المتعلقة بالعمل ونشرھا‬ ‫‪1‬‬ ‫‪1.150‬‬ ‫‪3.10‬‬ ‫‪1‬‬ ‫متوسط‬ ‫وتعميمھا بطريقة عمليًة‬ ‫يوضح مديري أو مشرفي بوضوح أي قرار يتخذ بشأن‬ ‫‪2‬‬ ‫‪1.107‬‬ ‫‪2.98‬‬ ‫‪2‬‬ ‫متوسط‬ ‫وظيفتيإلدارة على تبادل المعلومات حول خدماتنا المقدمة‬ ‫تشجع ا‬ ‫‪3‬‬ ‫‪1.101‬‬ ‫‪2.96‬‬ ‫‪3‬‬ ‫متوسط‬ ‫للمراجعين‬ ‫‪4‬‬ ‫متوسط‬ ‫‪1.125‬‬ ‫‪2.91‬‬ ‫اطالعي على طبيعة القرارات المتعلقة بعملي‬ ‫يتم‬ ‫‪4‬‬ ‫‪5‬‬ ‫‪1.096‬‬ ‫‪2.78‬‬ ‫‪5‬‬ ‫متوسط‬ ‫توزع وتنشر المعلومات بعدالة بين العاملين‬ ‫‪2.94‬‬ ‫متوسط‬ ‫المتوسط الحسابي العام لبعد عدالة المعلومات‬ ‫‪ 4.2‬مستويات االلتزام الوظيفي في الوزارات األردنية المدروسة‬ ‫‪ 4.2.1‬مستويات االلتزام العاطفي في الوزارات األردنية المدروسة‬ ‫يبين الجدول )‪ (9‬ان قيم المتوسطات الحسابية والمستويات والرتب لجمل بعد االلتزام العاطفي حيث تراوحت بين‬ ‫)‪ .(3.40 - 2.81‬حيث تشير النتائج الى أن فقرة االلتزام العاطفي ذات الوسط الحسابي األعلى كان للفقرة )أشعر دائما‬ ‫بالفخر أثناء الحديث عن الوزارة التي أعمل فيھا على أنھا أفضل مؤسسة يمكن العمل واالرتباط بھا(‪ ،‬حيث كان‬ ‫المتوسط الحسابي لھا)‪ (3.40‬واإلنحراف المعياري )‪ .(1.150‬وبذلك يكون مستوى موافقة أفراد عينة الدراسة على‬ ‫ھذه الفقرة متوسط‪ .‬وكانت فقرة )توزع وتنشر المعلومات بعدالة بين العاملين( ذات الوسط الحسابي األقل بمقدار‬ ‫)‪ (2.81‬وانحراف معياري قيمته )‪ ،(1.197‬وبذلك يكون مستوى موافقة أفراد عينة الدراسة على ھذه الفقرة متوسط‪.‬‬ ‫ويبين الجدول )‪ (9‬أن المتوسط العام لفقرات بعد االلتزام العاطفي ھو )‪ (3.23‬حيث يشير ذلك أن مستوى بعد االلتزام‬ ‫العاطفي في الوزارات األردنية المدروسة ھو متوسط‪.‬‬ ‫الجدول )‪ :(9‬المتوسطات الحسابية واالنحرافات المعيارية والمستويات والرتب ألستجابات أفراد عينة الدراسة لجمل‬ ‫بعد االلتزام العاطفي‬ ‫رقم‬ ‫الوسط االنحراف‬ ‫المستوى المرتبة‬ ‫الفقرة‬ ‫الحسابي المعياري‬ ‫الفقرة‬ ‫أشعر بأنني أعمل في جو عائلي في الوزارة التي أعمل‬ ‫‪4‬‬ ‫‪1.146‬‬ ‫‪3.02‬‬ ‫‪1‬‬ ‫متوسط‬ ‫بھا‬ ‫‪3‬‬ ‫‪1.146‬‬ ‫‪3.07‬‬ ‫‪2‬‬ ‫متوسط‬ ‫أرى أن قيمي الشخصية تتفق مع قيم الوزارة‬ ‫أشعر دائما بالفخر أثناء الحديث عن الوزارة التي أعمل‬ ‫‪5‬‬ ‫متوسط‬ ‫‪1.197‬‬ ‫‪2.81‬‬ ‫‪3‬‬ ‫بھا‬ ‫واالرتباط‬ ‫العمل‬ ‫يمكن‬ ‫مؤسسة‬ ‫أفضل‬ ‫أنھا‬ ‫على‬ ‫فيھا‬ ‫‪2‬‬ ‫‪1.174‬‬ ‫‪3.38‬‬ ‫‪4‬‬ ‫متوسط‬ ‫أشعر بالرغبة في بذل مجھود كبير لتحقيق أھداف الوزارة‬ ‫‪1‬‬ ‫‪1.217‬‬ ‫‪3.40‬‬ ‫‪5‬‬ ‫متوسط‬ ‫أشعر بانتماء قوي للوزارة التي أعمل بھا‬ ‫‪3.23‬‬ ‫متوسط‬ ‫المتوسط الحسابي العام لبعد االلتزام العاطفي‬ ‫‪ 4.2.2‬مستويات االلتزام اإلستمراري في الوزارات األردنية المدروسة‬ ‫يبين الجدول )‪ (10‬ان قيم المتوسطات الحسابية والمستويات والرتب لجمل بعد االلتزام اإلستمراري حيث تراوحت ما‬ ‫بين )‪ .(3.71 - 2.44‬حيث تشير النتائج الى أن فقرة االلتزام اإلستمراري ذات الوسط الحسابي األعلى كان للفقرة‬ ‫)أقبل أي عمل أكلف به من قبل اإلدارة حتى أضمن استمرارية العمل(‪ ،‬حيث كان المتوسط الحسابي لھا )‪(3.71‬‬ ‫واإلنحراف المعياري )‪ .(1.065‬وبذلك يكون مستوى موافقة أفراد عينة الدراسة على ھذه الفقرة ھو مرتفع‪ .‬وكانت‬ ‫فقرة )أشعر بالرضا لما يحققه لي عملي من مكاسب‪ ،‬وأشعر بأنه يسد حاجاتي الشخصية والوظيفية( ذات الوسط‬ ‫الحسابي األقل بمقدار )‪ (2.44‬وانحراف معياري قيمته )‪ ،(1.181‬وبذلك يكون مستوى موافقة أفراد عينة الدراسة‬ ‫على ھذه الفقرة منخفض‪ .‬ويبين الجدول )‪ (10‬أن المتوسط العام لفقرات بعد االلتزام اإلستمراري ھو )‪ (2.83‬حيث‬ ‫يشير ذلك أن مستوى بعد االلتزام اإلستمراري في الوزارات األردنية المدروسة ھو متوسط‪.‬‬

‫‪245‬‬

‫‪The Influence of Organizational Justice on Job Commitment in the Jordanian Ministries‬‬ ‫الجدول )‪ :(10‬المتوسطات الحسابية واالنحرافات المعيارية والمستويات والرتب ألستجابات أفراد عينة الدراسة‬ ‫لجمل بعد االلتزام اإلستمراري‬ ‫الوسط االنحراف‬ ‫رقم‬ ‫المستوى المرتبة‬ ‫الفقرة‬ ‫الحسابي المعياري‬ ‫الفقرة‬ ‫أقبل أي عمل أكلف به من قبل اإلدارة حتى أضمن‬ ‫‪1‬‬ ‫‪1.065‬‬ ‫‪3.71‬‬ ‫‪1‬‬ ‫مرتفع‬ ‫استمرارية‬ ‫العمللما يحققه لي عملي من مكاسب‪ ،‬وأشعر‬ ‫بالرضا‬ ‫أشعر‬ ‫‪5‬‬ ‫‪1.181‬‬ ‫‪2.44‬‬ ‫‪2‬‬ ‫منخفض‬ ‫بأنه يسد حاجاتي الشخصية والوظيفية‬ ‫بقائي في العمل ھو فقط خوفي من قلة البدائل إذا أردت أن‬ ‫‪2‬‬ ‫‪1.326‬‬ ‫‪3.09‬‬ ‫‪3‬‬ ‫متوسط‬ ‫أبحث عن عمل آخر‬ ‫إن بقائي في المنظمة حاليا ھو الحاجة لمصدر دخل وليس‬ ‫‪3‬‬ ‫متوسط‬ ‫‪1.359‬‬ ‫‪3.06‬‬ ‫‪4‬‬ ‫شخصية‬ ‫رغبة‬ ‫مكان عمل آخر سيكلفني العديد من المزايا‬ ‫انتقالي إلى‬ ‫‪4‬‬ ‫‪1.065‬‬ ‫‪2.79‬‬ ‫‪5‬‬ ‫متوسط‬ ‫التي أتمتع بھا اآلن في وظيفتي الحالية‬ ‫‪2.83‬‬ ‫متوسط‬ ‫المتوسط الحسابي العام لبعد االلتزام اإلستمراري‬ ‫‪ 4.2.3‬مستويات االلتزام المعياري في الوزارات األردنية المدروسة‬ ‫يبين الجدول )‪ (11‬ان قيم المتوسطات الحسابية والمستويات والرتب لجمل بعد االلتزام المعياري حيث تراوحت ما بين‬ ‫)‪ .(3.39 -2.47‬حيث تشير النتائج الى أن فقرة االلتزام المعياري ذات الوسط الحسابي األعلى كان للفقرة )بقائي في‬ ‫المنظمة التي أعمل بھا ينبع من االلتزام األخالقي لھا(‪ ،‬حيث كان المتوسط الحسابي لھا )‪ (3.39‬واإلنحراف المعياري‬ ‫)‪ .(1.115‬وبذلك يكون مستوى موافقة أفراد عينة الدراسة على ھذه الفقرة ھو مرتفع‪ .‬وكانت فقرة )أشعر باالمتنان لما‬ ‫تقدمه الوزارة لي من فرص وامتيازات لتطوير نفسي( ذات الوسط الحسابي األقل بمقدار )‪ (2.47‬وانحراف معياري‬ ‫قيمته )‪ ،(1.220‬وبذلك يكون مستوى موافقة أفراد عينة الدراسة على ھذه الفقرة منخفض‪ .‬ويبين الجدول )‪ (11‬أن‬ ‫المتوسط العام لفقرات بعد االلتزام المعياري ھو )‪ (2.83‬حيث يشير ذلك أن مستوى بعد االلتزام المعياري في‬ ‫الوزارات األردنية المدروسة ھو متوسط‪.‬‬ ‫الجدول )‪ :(11‬المتوسطات الحسابية واالنحرافات المعيارية والمستويات والرتب ألستجابات أفراد عينة الدراسة‬ ‫لجمل بعد االلتزام المعياري‬ ‫رقم‬ ‫الوسط االنحراف‬ ‫المستوى المرتبة‬ ‫الفقرة‬ ‫الفقرة‬ ‫الحسابي المعياري‬ ‫‪1‬‬ ‫أشعر أنه من الواجب علي البقاء في عملي في الوزارة‬ ‫بقائي في المنظمة التي أعمل بھا ينبع من االلتزام األخالقي‬ ‫‪1‬‬ ‫متوسط‬ ‫‪1.115‬‬ ‫‪3.39‬‬ ‫‪2‬‬ ‫لھا‬ ‫إذا حصلت على عرض عمل آخرأفضل أشعر أنه ليس من‬ ‫‪3‬‬ ‫‪1.307‬‬ ‫‪2.66‬‬ ‫‪3‬‬ ‫متوسط‬ ‫األخالقي ترك منظمتي‬ ‫أشعر باالمتنان لما تقدمه الوزارة لي من فرص وامتيازات‬ ‫‪5‬‬ ‫‪1.220‬‬ ‫‪2.47‬‬ ‫‪4‬‬ ‫منخفض‬ ‫نفسي‬ ‫لتطوير‬ ‫‪4‬‬ ‫منخفض‬ ‫‪1.317‬‬ ‫‪2.50‬‬ ‫سوف أشعر بالذنب إذا قمت بترك العمل في الوزارة‬ ‫‪5‬‬ ‫‪3.018‬‬ ‫متوسط‬ ‫المتوسط الحسابي العام لبعد االلتزام المعياري‬ ‫‪ 4.2.3‬مستويات العدالة التنظيمية واإللتزام الوظيفي ال ُكلية في الوزارات األردنية المدروسة‬ ‫حسب الباحث المتوسطات الحسابية واألنحرافات المعيارية ألبعاد العدالة االربعة ولمقياس العدالة التنظيمية )مجموع‬ ‫أبعاد العدالة التنظيمية األربعة(‪ ،‬باإلضافة الى بعد عدالة التعامالت )‪ (Overall Interactional Justice‬وبناءا على‬ ‫ذلك حدد المستوى والمرتبة‪ .‬تدل الحسابات الواردة في الجدول )‪ (12‬على أن الوسط الحسابي األعلى كان الوسط‬ ‫الحسابي لبعد العدالة الشخصية‪ ،‬وقد كانت قيمته )‪ (3.004‬وكان األنحراف المعياري )‪. (0.736‬ويدل ذلك على أن‬ ‫مستوى العدالة الشخصية في الوزارات المدروسة متوسط‪ .‬وجاء في المرتبة الثانية بُعد عدالة المعلومات بوسط حسابي‬ ‫مقداره )‪ (2.946‬وانحراف معياري قيمته )‪ ،(0.940‬اي ان مستوى عدالة المعلومات في ھذه الوزارات متوسط‪ .‬ثم‬ ‫تاله بعد عدالة اإلجراءات بوسط حسابي مقداره )‪ (2.604‬وانحراف معياري قيمته )‪ (0.952‬ويستنتج من ذلك ان‬ ‫مستوى عدالة اإلجراءات ھو مستوى منخفض‪ .‬أما بعد عدالة التوزيعات كان ذو الوسط الحسابي األقل من بين باقي‬ ‫األبعاد األخرى بوسط حسابي )‪ (2.292‬وإنحراف معياري )‪ (0.710‬اي ان مستوى عدالة التوزيعات في ھذه‬ ‫الوزارات ھو منخفض‪ .‬وبعد ذلك قام الباحث بحساب مستوى عدالة التعامالت )‪(Overall Interactional Justice‬‬ ‫وھي مجموع إفادات المبحوثين لبعدي عدالة المعلومات والعدالة الشخصية معا‪ ،‬حيث جاءت بمتوسط حسابي‬ ‫‪3.13‬‬

‫‪246‬‬

‫‪1.207‬‬

‫متوسط‬

‫‪2‬‬

‫‪Journal of Social Sciences (COES&RJ-JSS), 8(2), pp.230-269‬‬

‫)‪ (2.977‬وإنحراف معياري )‪ (0.0410‬مما يعني أن مستوى عدالة التعامالت ھو متوسط‪ .‬ختاما‪ ،‬وجد الباحث أن‬ ‫مقياس العدالة التنظيمية فقد كان متوسطه الحسابي )‪ (2.711‬وانحرافه المعياري )‪ ،(0.331‬اي أن المستوى العدالة‬ ‫التنظيمية الكلية في الوزارات المدروسة متوسط‪ .‬وأيضا قام الباحث بحساب المتوسطات الحسابية واألنحرافات‬ ‫المعيارية ألبعاد اإللتزام الثالث )العاطفي واإلستمراي والمعياري( ولمقياس اإللتزامالوظيفي الكلي )مجموع أبعاد‬ ‫اإللتزام الثالث(‪ ،‬وبناءا على ذلك حدد المستوى والمرتبة‪ .‬تدل الحسابات الواردة في الجدول )‪ (12‬على أن الوسط‬ ‫الحسابي األعلى كان الوسط الحسابي لبعد اإللتزام العاطفي‪ ،‬وقد كانت قيمته )‪ (3.230‬وكان األنحراف المعياري له‬ ‫ھو)‪. (0.933‬ويدل ذلك على أن مستوى اإللتزام العاطفي في الوزارات المدروسة متوسط‪ .‬وجاء في المرتبة الثانية بُعد‬ ‫اإللتزام المعياري بوسط حسابي مقداره )‪ (3.018‬وانحراف معياري قيمته )‪ ،(0.986‬اي ان مستوى اإللتزام‬ ‫اإلستمراري في ھذه الوزارات متوسط‪ .‬أما بعد اإللتزام اإلستمراريكان ذو الوسط الحسابي األقل من بين باقي األبعاد‬ ‫األخرى بوسط حسابي )‪ (2.83‬وإنحراف معياري )‪ .(0.744‬ختاما‪ ،‬وجد الباحث أن مقياس اإللتزام الوظيفيوالذي‬ ‫تمثل متوسطه الحسابي بـ)‪ (3.026‬وانحرافه المعياري )‪ ،(0.331‬اي أن المستوى اإللتزام الوظيفيالكلي في الوزارات‬ ‫المدروسة متوسط‪.‬‬ ‫الجدول )‪ :(12‬المتوسطات الحسابية واالنحرافات المعيارية والمستويات والرتب ال ُكلية ألبعاد متغيرات الدراسة‬ ‫المتغير المستقل )العدالة التنظيمية(‬ ‫الوسط االنحراف المستوى المرتبة‬ ‫البعد‬ ‫الرقم‬ ‫الحسابي المعياري‬ ‫‪1‬‬

‫العدالة التوزيعية‬

‫‪2.292‬‬

‫‪0.710‬‬

‫منخفض‬

‫‪4‬‬

‫‪2‬‬

‫عدالة اإلجراءات‬

‫‪2.604‬‬

‫‪0.952‬‬

‫منخفض‬

‫‪3‬‬

‫‪3‬‬

‫العدالة الشخصية‬

‫‪3.004‬‬

‫‪0.736‬‬

‫متوسط‬

‫‪1‬‬

‫‪4‬‬

‫عدالة المعلومات‬

‫‪2.946‬‬

‫‪0.940‬‬

‫متوسط‬

‫‪2‬‬

‫مقياس العدالة التنظيمية‬ ‫‪2.711‬‬ ‫‪2.977‬‬ ‫عدالة التعامالت )‪(OverAll Interactional Justice‬‬ ‫‬‫المتغير التابع )اإللتزام الوظيفي(‬ ‫متوسط‬ ‫اإللتزام العاطفي‬ ‫‪1‬‬ ‫‪0.933‬‬ ‫‪3.230‬‬ ‫‪1‬‬ ‫متوسط‬ ‫اإللتزام اإلستمراري‬ ‫‪3‬‬ ‫‪0.744‬‬ ‫‪2.830‬‬ ‫‪2‬‬ ‫متوسط‬ ‫اإللتزام المعياري‬ ‫‪2‬‬ ‫‪0.986‬‬ ‫‪3.018‬‬ ‫‪3‬‬ ‫متوسط‬ ‫مقياس اإللتزام الوظيفي‬ ‫‪0.331‬‬ ‫‪3.026‬‬ ‫‪ 4.3‬إختبار فرضيات الدراسة‬ ‫تنص الفرضية البحثية الرئيسةعلى أنھيوجد أثر ذو داللة إحصائية عند مستوى )‪ (α = 0.05‬للعدالة التنظيمية بأبعادھا‬ ‫الخمسة )عدالة التوزيعات وعدالة اإلجراءات وعدالة التعامالت وعدالة المعلومات والعدالة الشخصية( في االلتزام‬ ‫الوظيفي بأبعاده الثالثة )االلتزام العاطفي وااللتزام المعياري وااللتزام االستمراري( في الوزارات األردنية‪ .‬تنبثق من‬ ‫ھذه الفرضية البحثية الرئيسة )‪ (15‬فرضية فرعية‪ ،‬تساعد في التعرف إلى عالقات األثر والتأثير المتبادل الفردية بين‬ ‫أبعاد العدالة التنظيمية المدروسة وأبعاد االلتزام الوظيفي المدروسة‪ .‬وفيما يلي يعرض الباحث ھذه الفرضيات في‬ ‫)‪ (15‬بابا فرعيّا‪ ،‬ويفحصھا‪ ،‬ويناقش نتائجھا‪ .‬ثم يعرض الباحث في باب مستقل منفصل نتائج فحص الفرضية الرئيسة‬ ‫ويناقشھا‪.‬‬ ‫‪ 4.3.1‬الفرضية الفرعية )‪(1‬‬ ‫تنص الفرضية الفرعية األولى على أنه يوجد أثر ذو داللة احصائية عند مستوى )‪ (α = 0.05‬لعدالة التوزيعات في‬ ‫االلتزام العاطفي‪ .‬أما الفرضية العدمية الفرعية األولى فتنصﱡ على أنه ال يوجد أثر ذو داللة احصائية عند مستوى‬ ‫)‪ (α = 0.05‬لعدالة التوزيعات في االلتزام العاطفي‪.‬‬ ‫بما أن الفرضية ھذه تتعلق بمتغير مستقل واحد‪ ،‬ھو عدالة التوزيعات‪ ،‬ومتغير تابع واحد‪ ،‬ھو االلتزام العاطفيفإن‬ ‫الفحص اإلحصائي األنسب لھذه الفرضية ھو تحليل االنحدار الخطّ ّي البسيط ) ‪Simple Linear Regression‬‬ ‫‪ .(Analysis‬ومن الجدير بالذكر أن فحوص الفرضيات تفحص الفرضيات العدمية ال البديلة‪ .‬توضح النتائج الواردة في‬ ‫الجدول )‪ (13‬أن قيمة االحتمال )‪ (p‬ھي )‪ ،(0.000‬وھي أدنى من مستوى الداللة المعنوية )‪ ،(α = 0.05‬وبناء على‬ ‫ذلك يرفض الباحث الفرضية العدمية ويقبل الفرضية البديلة )‪ ،(F = 72.688, df = 381, p = 0.000‬ويستنتج أن‬ ‫‪0.331‬‬ ‫‪0.0410‬‬

‫‪247‬‬

‫متوسط‬ ‫متوسط‬

‫‪The Influence of Organizational Justice on Job Commitment in the Jordanian Ministries‬‬ ‫ھناك أثرا ذا داللةإحصائية عند مستوى الداللة )‪ (0.05‬لعدالة التوزيعات في االلتزام العاطفي عند موظفي الوزارات‬ ‫األردنية‪.‬‬ ‫الجدول )‪ :(13‬تحليل التباين في نموذج أثر عدالة التوزيعات في االلتزام العاطفي‬ ‫الدّا ّل اإلحصائي )‪ (F‬االحتمال‬ ‫درجة الح ّريّة المربع‬ ‫مجموع‬ ‫النموذج‬ ‫المتوسط‬ ‫عات‬ ‫ب‬ ‫المر‬ ‫ّ‬ ‫‪0.000‬‬ ‫‪72.688‬‬ ‫‪1326.012‬‬ ‫‪1‬‬ ‫االنحدار ‪1326.012‬‬ ‫‪1‬‬ ‫المتبقّي‬ ‫الكلّ ّي‬

‫‪6932.187‬‬

‫‪18.243‬‬

‫‪380‬‬

‫‪381‬‬ ‫‪8258.199‬‬ ‫تدعم نتائج تحليل االنحدار المعروضة ضمن ُمل ّخص نموذج أثر عدالة التوزيعات في االلتزام العاطفي )الجدول )‪((14‬‬ ‫نتائج تحليل التباين )الجدول ‪(13‬؛ فھي تدل على وجود عالقة موجبة متوسطة القوة وذات داللة إحصائية بين عدالة‬ ‫التوزيعات في االلتزام العاطفي في الوزارات األردنية حيث أن قيمة معامل االرتباط )‪ (R‬ھي )‪ .(0.401‬حيث تكشفُ‬ ‫نتائ ُج تحليل االرتباط )الجدول ‪ (14‬النقاب عن أن قيمة معامل التحديد )‪ (R2‬للنموذج الذي يتنبأ بااللتزام العاطفي من‬ ‫عدالة التوزيعات ھي )‪ ،(0.161‬وتدلﱡ ھذه القيمة على أن متغيرعدالة التوزيعات يفسّر بمفرده )‪ (%16.1‬من التباينات‬ ‫في متغير االلتزام العاطفي‪ ،‬ما يعني أن ھذا المتغيرمسؤول وحده عن )‪ (%16.1‬من االختالفات في االلتزام العاطفي‬ ‫عند موظفي الوزارات األردنية المدروسة‪.‬‬ ‫الجدول )‪ُ :(14‬م ّ‬ ‫لخص نموذج أثر عدالة التوزيعات في االلتزام العاطفي‬ ‫(‬ ‫‪R‬‬ ‫)‬ ‫معامل االرتباط‬ ‫‪0.401‬‬ ‫‪2‬‬ ‫معامل التحديد ) ‪(R‬‬ ‫‪0.161‬‬ ‫معامل التحديد المعدل‬ ‫‪0.158‬‬ ‫يوجز الجدول )‪ (15‬قيم معامالت نموذج االنحدار الخطي )ميل المتغير المستقل( الذي يعبّر عن أثر عدالة التوزيعات‬ ‫فيااللتزام العاطفي‪ ،‬وتستخدم ھذه المعامالت في كتابة معادلة ھذا النموذج‪ ،‬واستنادا إلى مخرجات تحليل االنحدار ھذه‬ ‫فإن معادلة النموذج غير القياسية ھي‪:‬‬ ‫االلتزام العاطفي = ‪ * 0.539 + 9.518‬عدالة التوزيعات‬ ‫أما المعادلة القياسية فھي‪:‬‬ ‫االلتزام العاطفي = ‪ * 0.401‬عدالة التوزيعات‬ ‫الجدول )‪ُ :(15‬معا ِمالت نموذج أثر العدالة عدالة التوزيعات في االلتزام العاطفي‬ ‫ال ُمعا ِمالت‬ ‫ال ُمعا ِمالت غير القياسية‬ ‫النموذج‬ ‫االحتمال )‪(p‬‬ ‫تاء )‪(t‬‬ ‫القياسية‬ ‫الخطأ‬ ‫ال ُمعا ِمل‬ ‫ال ُمعا ِمل )‪(β‬‬ ‫القياسي‬ ‫)‪(B‬‬ ‫‪ 1‬الثابت )القاطع‬ ‫‪0.000 12.724‬‬ ‫‪0.748‬‬ ‫‪9.518‬‬ ‫صادي(‬ ‫ال ّ‬ ‫عدالة التوزيعات‬

‫‪0.539‬‬

‫‪.063‬‬

‫‪0.401‬‬

‫‪8.526‬‬

‫‪0.000‬‬

‫يمكن استخدام معادلة االنحدار الخطّ ّي غير القياسية للتنبؤ بمجموع نقاط موظف الوزارة األردنية على مقياس االلتزام‬ ‫العاطفي إذا كان مجموع إفادات ھذا الموظف على مقياس عدالة التوزيعات معلوما‪ .‬وتُستخدم المعادلةُ غي ُر القياسية في‬ ‫المقارنات بين الدراسات المماثلة التي تختلف عن الدراسة الحالية في فترة الدراسة أو الوزارات المدروسة أو عدد‬ ‫أفراد العينة أو مستوى الداللة المعنوية )اإلحصائية( ال ُمطبّق‪.‬‬ ‫‪ 4.3.2‬الفرضية الفرعية )‪(2‬‬ ‫تنص الفرضية الفرعية الثانية على أنه يوجد أثر ذو داللة احصائية عند مستوى )‪ (α = 0.05‬لعدالة التوزيعات في‬ ‫االلتزام المعياري‪ ،‬وتنص الفرضية العدمية الرديفة على أنه ال يوجد أثر ذو داللة احصائية عند مستوى )‪(α = 0.05‬‬ ‫ُ‬ ‫الباحث ھذه الفرضية مستخدما تحليل االنحدار الخطّ ّي البسيط‪ ،‬ووجد أن‬ ‫ص‬ ‫لعدالة التوزيعات في االلتزام المعياري‪.‬فَ َح َ‬ ‫عدالة التوزيعات لھا أثر موجب ذو داللة احصائية عند مستوى )‪ (α = 0.05‬في االلتزام المعياري )المعياري )الجدول‬ ‫)‪ ،((16‬فقد قيمة االحتمال )‪ (p‬ھي )‪ ،(0.000‬وھي أدنى من مستوى الداللة المعنوية )‪ .(α = 0.05‬وبناء على ذلك‬ ‫يرفض الباحث الفرضية العدمية ويقبل الفرضية البديلة )‪ .(F = 48.368, df = 381, p = 0.000‬تقود ھذه النتيجة‬ ‫إلى استنتاج أنه يوجد أثر موجب ذو داللةإحصائية عند مستوى الداللة )‪ (0.05‬لعدالة التوزيعات في االلتزام المعياري‬ ‫عند موظفي الوزارات األردنية‪.‬‬ ‫‪248‬‬

‫‪Journal of Social Sciences (COES&RJ-JSS), 8(2), pp.230-269‬‬

‫الجدول )‪ :(16‬تحليل التباين في نموذج أثر عدالة التوزيعات في االلتزام المعياري‬ ‫مجموع‬ ‫درجة الح ّريّة المربع المتوسط الدّا ّل اإلحصائي )‪(F‬‬ ‫المربّعات‬

‫النموذج‬ ‫‪1‬‬

‫االنحدار‬

‫‪1047.484‬‬

‫‪1‬‬

‫‪1047.484‬‬

‫المتبقّي‬

‫‪8229.534‬‬

‫‪380‬‬

‫‪21.657‬‬

‫الكلّ ّي‬

‫‪9277.018‬‬

‫‪381‬‬

‫االحتمال‬ ‫‪0.000‬‬

‫‪48.368‬‬

‫تعزز نتائج تحليل االنحدار التي يعرضھا الجدول )‪ (17‬نتائج تحليل التباين )الجدول ‪(16‬؛ فھي تؤ ّكد وجود عالقة‬ ‫موجبة ضعيفة القوة ودالّة إحصائيا بين االلتزام المعياري وعدالة التوزيعات‪ ،‬حيث أن قيمة معامل االرتباط بين ھذيْن‬ ‫المتغيريْن )‪ (R‬ھي )‪ .(0.336‬أما معامل التحديد )‪ (R2‬للنموذج الذي يتنبأ بااللتزام المعياري من عدالة التوزيعاتفقد‬ ‫كانت قيمته )‪ ،(0.113‬أي أن متغير االلتزام المعيارييفسّر منفردا )‪ (%11.3‬من االختالفات بين أفراد عينة الدراسة‬ ‫في متغير عدالة التوزيعات‪.‬‬ ‫الجدول )‪ُ :(17‬م ّ‬ ‫لخص نموذج أثر عدالة التوزيعات في االلتزام المعياري‬ ‫معامل االرتباط )‪(R‬‬ ‫‪0.336‬‬ ‫معامل التحديد )‪(R2‬‬ ‫‪0.113‬‬ ‫معامل التحديد المعدل‬ ‫‪0.111‬‬ ‫يعرض جدول ُمعا ِمالت نموذج أثر عدالة التوزيعات في االلتزام المعياري )الجدول )‪ ((18‬قيم معامالت نموذج‬ ‫االنحدار الخطي )ميل المتغير المستقل( الذي يعبّر عن أثر التوزيعات في االلتزام المعياري‪ ،‬وبناء على القيم الواردة‬ ‫في ھذا الجدول فإن معادلة النموذج غير القياسية ھي‪:‬‬ ‫االلتزام المعياري = ‪ * 0.479 + 8.681‬عدالة التوزيعات‬ ‫أما المعادلة القياسية فھي‪:‬‬ ‫االلتزام المعياري = ‪ * 0.336‬عدالة التوزيعات‬ ‫النموذج‬

‫‪1‬‬

‫الجدول )‪ُ :(18‬معا ِمالت نموذج أثر عدالة التوزيعات في االلتزام المعياري‬ ‫ال ُمعا ِمالت‬ ‫ال ُمعا ِمالت غير القياسية‬ ‫تاء )‪(t‬‬ ‫القياسية‬ ‫الخطأ‬ ‫ال ُمعا ِمل‬ ‫ال ُمعا ِمل )‪(β‬‬ ‫القياسي‬ ‫)‪(B‬‬

‫صادي(‬ ‫الثابت )القاطع ال ّ‬ ‫عدالة التوزيعات‬

‫‪8.681‬‬ ‫‪0.479‬‬

‫‪0.815‬‬ ‫‪0.069‬‬

‫‪0.336‬‬

‫االحتمال )‪(p‬‬

‫‪10.651‬‬ ‫‪6.955‬‬

‫‪0.000‬‬ ‫‪0.000‬‬

‫‪ 4.3.3‬الفرضية الفرعية )‪(3‬‬ ‫تنص الفرضية الفرعية الثالثة على أنه يوجد أثر ذو داللة احصائية عند مستوى )‪ (α = 0.05‬لعدالة التوزيعات في‬ ‫االلتزام االستمراري‪ ،‬بينما تناقضھا الفرضية العدمية الرديفة في ذلك‪ .‬نفّذ الباحث تحليل االنحدار الخطي البسيط‬ ‫لفحص ھذه الفرضية‪ ،‬وقد أشارت نتائج تحليل االنحدار الخطّ ّي البسيط المعروضة في الجدول )‪ (19‬إلى أن قيمة‬ ‫االحتمال )‪ (p‬ھي )‪ ،(0.395‬وھي أعلى من مستوى الداللة المعنوية )‪ .(α = 0.05‬يترتب على ذلك عدم القدرة على‬ ‫رفض الفرضية العدمية وقبول الفرضية البديلة )‪ ،(F = .726, df = 381, p = 0.395‬ويقود ذلك الباحث إلى استنتاج‬ ‫أنه ال يوجد أثر ذو داللةإحصائية عند مستوى الداللة )‪ (0.05‬لعدالة التوزيعات في االلتزام االستمراري عند موظفي‬ ‫الوزارات األردنية المدروسة‪.‬‬ ‫الجدول )‪ :(19‬تحليل التباين في نموذج أثر عدالة التوزيعات في االلتزام االستمراري‬ ‫االحتمال‬ ‫درجة‬ ‫مجموع‬ ‫النموذج‬ ‫المربع المتوسط الدّا ّل اإلحصائي )‪(F‬‬ ‫الح ّريّة‬ ‫المربّعات‬ ‫‪0.395‬‬ ‫‪0.726‬‬ ‫‪10.292‬‬ ‫‪1‬‬ ‫االنحدا ‪10.292‬‬ ‫‪1‬‬ ‫ر‬ ‫‪14.179‬‬ ‫‪380‬‬ ‫المتبقّي ‪5388.119‬‬ ‫الكلّ ّي‬

‫‪5398.411‬‬

‫‪381‬‬ ‫‪249‬‬

‫‪The Influence of Organizational Justice on Job Commitment in the Jordanian Ministries‬‬ ‫وحيث أن نتنائج تحليل التباين كشفت عن عدم وجود أثر ذي داللةإحصائية عند مستوى الداللة )‪ (0.05‬لعدالة‬ ‫التوزيعات في االلتزام االستمراري عند موظفي الوزارات األردنية المدروسة فإن الباحث يرى أنه ال معنى إليراد‬ ‫جدول ُمل ّخص نموذج أثر عدالة التوزيعات في االلتزام االستمراري وجدول ُمعا ِمالت نموذج أثر العدالة عدالة‬ ‫التوزيعات في االلتزام االستمراري‪.‬‬ ‫‪ 4.3.4‬الفرضية الفرعية )‪(4‬‬ ‫تنص الفرضية الفرعية الرابعة على أنه يوجد أثر ذو داللة احصائية عند مستوى )‪ (α = 0.05‬لعدالة اإلجراءات في‬ ‫االلتزام العاطفي‪ ،‬بينما تناقضھا الفرضية العدمية الرديفة في ذلك‪ .‬فحص الباحث ھذه الفرضية باستخدام تحليل‬ ‫االنحدار الخطي البسيط‪ ،‬وتوضح النتائج الواردة في الجدول )‪ (20‬أن قيمة االحتمال )‪ (p‬ھي )‪ ،(0.000‬وھي أدنى‬ ‫من مستوى الداللة المعنوية )‪ ،(α = 0.05‬وبناء على ذلك يرفض الباحث الفرضية العدمية‪ ،‬وبقبل الفرضية البديلة ) ‪F‬‬ ‫‪ ،(= 124.592, df = 381, p = 0.000‬ويستنتج أن ھناك أثرا ذا داللة إحصائية عند مستوى الداللة )‪ (0.05‬لعدالة‬ ‫اإلجراءات في االلتزام العاطفي عند موظفي الوزارات األردنية المدروسة‪.‬‬ ‫الجدول )‪ :(20‬تحليل التباين في نموذج أثر عدالة اإلجراءات في االلتزام العاطفي‬ ‫االحتمال‬ ‫الدّا ّل اإلحصائي‬ ‫المربع‬ ‫درجة‬ ‫مجموع‬ ‫النموذج‬ ‫المتوسط‬ ‫الح ّريّة‬ ‫المربّعات‬ ‫)‪(F‬‬ ‫‪0.000‬‬ ‫‪124.592‬‬ ‫‪2039.084‬‬ ‫‪1‬‬ ‫االنحدار ‪2039.084‬‬ ‫‪1‬‬ ‫‪16.366‬‬ ‫‪380‬‬ ‫المتبقّي ‪6219.115‬‬ ‫الكلّ ّي‬ ‫‪381‬‬ ‫‪8258.199‬‬ ‫ّ‬ ‫تتوافق نتائج تحليل االنحدار التي يوجزھا جدول ُملخص نموذج أثر عدالة اإلجراءاتفي االلتزام العاطفي )الجدول )‪(21‬‬ ‫مع نتائج تحليل التباين )الجدول ‪ (20‬التي دلّت على وجود عالقة موجبة متوسطة القوة وذات داللة إحصائية بين‬ ‫االلتزام العاطفي وعدالة اإلجراءات‪ ،‬حيث أن قيمة معامل االرتباط)‪ (R‬ھي )‪ .(0.497‬وتكشف نتائج ھذا التحليل‬ ‫)الجدول ‪ (21‬النقاب عن أن قيمة معامل التحديد )‪ (R2‬للنموذج الذي يتنبأ بااللتزام العاطفي من عدالة اإلجراءات ھي‬ ‫)‪ ،(0.247‬وتدلﱡ ھذه القيمة على أن عدالة اإلجراءات تفسّر بمفردھا )‪ (%24.7‬من التباينات في االلتزام العاطفي‪.‬‬ ‫بصياغة أخرى متغيرعدالة اإلجراءات مسؤول وحده عن )‪ (%24.7‬من االختالفات في قيم متغير االلتزام العاطفي‬ ‫عند موظفي الوزارات األردنية المدروسة‪.‬‬ ‫الجدول )‪ُ :(21‬م ّ‬ ‫لخص نموذج أثر عدالة اإلجراءات في االلتزام العاطفي‬ ‫(‬ ‫‪R‬‬ ‫)‬ ‫معامل االرتباط‬ ‫‪0.497‬‬ ‫‪2‬‬ ‫معامل التحديد ) ‪(R‬‬ ‫‪0.247‬‬ ‫معامل التحديد المعدل‬ ‫‪0.245‬‬ ‫يعرض الجدول )‪ (22‬قيم معامالت نموذج االنحدار الخطي )القاطع الصّاد ّ‬ ‫ي وميل المتغير المستقل( الذي يعبّر عن أثر‬ ‫عدالة اإلجراءاتفي االلتزام العاطفي‪ ،‬واستنادا إلى قيم المعامالت ھذه فإن معادلة النموذج غير القياسية ھي‪:‬‬ ‫االلتزام العاطفي = ‪ * 0.483 + 9.346‬عدالة اإلجراءات‬ ‫أما المعادلة القياسية فھي‪:‬‬ ‫االلتزام العاطفي = ‪ * 0.497‬عدالة اإلجراءات‬ ‫الجدول )‪ُ :(22‬معا ِمالت نموذج أثر عدالة اإلجراءات في االلتزام العاطفي‬ ‫ال ُمعا ِمالت‬ ‫ال ُمعا ِمالت غير القياسية‬ ‫النموذج‬ ‫تاء )‪(t‬‬ ‫القياسية‬ ‫الخطأ‬ ‫ال ُمعا ِمل‬ ‫ال ُمعا ِمل )‪(β‬‬ ‫القياسي‬ ‫)‪(B‬‬ ‫صادي(‬ ‫‪15.606‬‬ ‫‪0.599‬‬ ‫‪9.346‬‬ ‫‪1‬‬ ‫الثابت )القاطع ال ّ‬

‫‪0.000‬‬

‫‪11.162‬‬

‫‪0.000‬‬

‫عدالة اإلجراءات‬

‫‪0.483‬‬

‫‪0.043‬‬

‫‪0.497‬‬

‫االحتمال )‪(p‬‬

‫‪ 4.3.5‬الفرضية الفرعية )‪(5‬‬ ‫تنص الفرضية الفرعية الخامسة على أنه يوجد أثر ذو داللة احصائية عند مستوى )‪ (α = 0.05‬لعدالة اإلجراءات في‬ ‫االلتزام المعياري‪ ،‬بينما تنفي الفرضية العدمية الرديفة وجود ھكذا أثر‪.‬‬ ‫‪250‬‬

‫‪Journal of Social Sciences (COES&RJ-JSS), 8(2), pp.230-269‬‬

‫طبّق الباحث تحليل االنحدار الخطي البسيط بھدف فحص ھذه الفرضية‪ .‬وتد ّل النتائج الواردة في الجدول )‪ (23‬على أن‬ ‫قيمة االحتمال )‪ (p‬ھي )‪ ،(0.000‬وھي أدنى من مستوى الداللة المعنوية )‪ ،(α = 0.05‬ولذلك يرفض الباحث‬ ‫الفرضية العدمية‪ ،‬ويقبل الفرضية البديلة )‪ ،(F = 78.906, df = 119, p = 0.000‬ويستنتج أنه يوجد أثر ذو‬ ‫داللةإحصائية عند مستوى الداللة )‪ (0.05‬لعدالة اإلجراءات في االلتزام المعياري عند موظفي الوزارات األردنية قيد‬ ‫الدراسة‪.‬‬ ‫الجدول )‪ :(23‬تحليل التباين في نموذج أثر عدالة اإلجراءات في االلتزام المعياري‬ ‫االحتمال‬ ‫الدّا ّل اإلحصائي‬ ‫المربع‬ ‫درجة‬ ‫مجموع‬ ‫النموذج‬ ‫المتوسط‬ ‫الح ّريّة‬ ‫المربّعات‬ ‫)‪(F‬‬ ‫‪1‬‬

‫االنحدار‬

‫‪1595.119‬‬

‫‪1‬‬

‫‪1595.119‬‬

‫المتبقّي‬

‫‪7681.899‬‬

‫‪380‬‬

‫‪20.216‬‬

‫الكلّ ّي‬

‫‪9277.018‬‬

‫‪381‬‬

‫‪78.906‬‬

‫‪0.000‬‬

‫تع ّز ُز نتائج تحليل االرتباط التي يعرضھا الجدول )‪ (24‬نتائج تحليل التباين )الجدول ‪ ،(23‬وتؤكد وجود عالقة موجبة‬ ‫متوسطة القوة ودالّة إحصائيا بين االلتزام المعياري وعدالة اإلجراءات‪ ،‬حيث أن قيمة معامل االرتباط بين ھذيْن‬ ‫المتغيريْن )‪ (R‬ھي )‪ .(0.415‬وتُظھر نتائج تحليل االرتباط )الجدول ‪ (24‬كذلك أن قيمة معامل التحديد )‪ (R2‬للنموذج‬ ‫الذي يتنبأ بااللتزام المعياريمن عدالة اإلجراءات ھي )‪ ،(0.172‬أي أن عدالة اإلجراءات تفسروحدھا )‪ (%17.2‬من‬ ‫االختالفات فيمتغير االلتزام المعياري عند موظفي الوزارات األردنية المدروسة‪.‬‬ ‫الجدول )‪ُ :(24‬م ّ‬ ‫لخص نموذج أثر عدالة اإلجراءات في االلتزام المعياري‬ ‫معامل االرتباط )‪(R‬‬ ‫‪0.415‬‬ ‫معامل التحديد )‪(R2‬‬ ‫‪0.172‬‬ ‫معامل التحديد المعدل‬ ‫‪0.170‬‬ ‫يعرض الجدول )‪ (25‬قيم معامالت نموذج االنحدار الخطي )القاطع الصّاد ّ‬ ‫ي وميول المتغيرات المستقلة الخمسة( الذي‬ ‫يعبّر عن أثر عدالة اإلجراءات في االلتزام المعياري‪ ،‬وبناء على القيم الواردة في ھذا الجدول فإن معادلة النموذج غير‬ ‫القياسية ھي‪:‬‬ ‫االلتزام المعياري = ‪ * 0.427+ 8.555‬عدالة اإلجراءات‬ ‫أما المعادلة القياسية فتأخذ الصيغة‪:‬‬ ‫االلتزام المعياري = ‪ * 0.415‬عدالة اإلجراءات‬ ‫الجدول )‪ُ :(25‬معا ِمالت نموذج أثر عدالة اإلجراءات في االلتزام المعياري‬ ‫ال ُمعا ِمالت‬ ‫ال ُمعا ِمالت غير القياسية‬ ‫النموذج‬ ‫االحتمال )‪(p‬‬ ‫تاء )‪(t‬‬ ‫القياسية‬ ‫الخطأ‬ ‫ال ُمعا ِمل‬ ‫ال ُمعا ِمل )‪(β‬‬ ‫القياسي‬ ‫)‪(B‬‬ ‫‪1‬‬

‫صادي(‬ ‫الثابت )القاطع ال ّ‬

‫‪8.555‬‬

‫‪0.666‬‬

‫عدالة اإلجراءات‬

‫‪0.427‬‬

‫‪0.048‬‬

‫‪0.415‬‬

‫‪12.854‬‬

‫‪0.000‬‬

‫‪8.883‬‬

‫‪0.000‬‬

‫‪ 4.3.6‬الفرضية الفرعية )‪(6‬‬ ‫تنص الفرضية الفرعية السادسة على أنه يوجد أثر ذو داللة احصائية عند مستوى )‪ (α = 0.05‬لعدالة اإلجراءات في‬ ‫االلتزام االستمراري‪ ،‬بينما تنفي الفرضية العدمية الرديفة وجود ھذا األثر‪ .‬فحص الباحث ھذه الفرضية متبعا نفس‬ ‫اإلجراءات التي ا ﱡتبِعت في الفرضيات الخمس السابقة‪ ،‬وتوضح النتائج الواردة في الجدول )‪ (26‬أن قيمة االحتمال )‪(p‬‬ ‫ھي )‪ ،(0.002‬وھي أق ّل من مستوى الداللة المعنوية )‪ ،(α = 0.05‬وبناء على ذلك يرفض الباحث الفرضية العدمية‪،‬‬ ‫ويقبل الفرضية البديلة )‪ ،(F = 9.469, df = 381, p = 0.002‬ويصل الباحث إلى االستنتاج أن ھناك أثرا ذا‬ ‫داللةإحصائية عند مستوى الداللة )‪ (0.05‬لعدالة اإلجراءات في االلتزام االستمراري عند موظفي الوزارات األردنية‪.‬‬

‫‪251‬‬

‫‪The Influence of Organizational Justice on Job Commitment in the Jordanian Ministries‬‬

‫النموذج‬ ‫‪1‬‬

‫الجدول )‪ :(26‬تحليل التباين في نموذج أثر عدالة اإلجراءات في االلتزام االستمراري‬ ‫مجموع‬ ‫درجة الح ّريّة المربع المتوسط الدّا ّل اإلحصائي )‪(F‬‬ ‫المربّعات‬ ‫‪9.469‬‬ ‫‪131.250‬‬ ‫‪1‬‬ ‫االنحدار ‪131.250‬‬ ‫المتبقّي‬

‫‪5267.161‬‬

‫‪380‬‬

‫الكلّ ّي‬

‫‪5398.411‬‬

‫‪381‬‬

‫االحتمال‬ ‫‪0.002‬‬

‫‪13.861‬‬

‫تتوافق نتائج تحليل االنحدار المعروضة ضمن ُمل ّخص نموذج أثر عدالة اإلجراءات في االلتزام االستمراري )الجدول‬ ‫‪ (26‬نتائج تحليل التباين )الجدول ‪(27‬؛ فھي تدل على وجود عالقة موجبة ضعيفة وذات داللة إحصائية بين االلتزام‬ ‫االستمراري وعدالة اإلجراءات في الوزارات األردنية المدروسة‪ ،‬حيث أن قيمة معامل االرتباط )‪ (R‬ھي )‪.(0.156‬‬ ‫وتبيّنُ نتائ ُج تحليل االرتباط )الجدول ‪ (30‬أن قيمة معامل التحديد )‪ (R2‬للنموذج الذي يتنبأ بااللتزام االستمراري من‬ ‫عدالة اإلجراءات ھي )‪ ،(0.024‬ما يعني أن متغيرعدالة اإلجراءات يفسّر بمفرده )‪ (%2.4‬من التباينات في االلتزام‬ ‫االستمراري عند موظفي الوزارات األردنية المدروسة‪.‬‬ ‫الجدول )‪ُ :(27‬م ّ‬ ‫لخص نموذج أثر عدالة اإلجراءات في االلتزام االستمراري‬ ‫معامل االرتباط )‪(R‬‬ ‫‪0.156‬‬ ‫معامل التحديد )‪(R2‬‬ ‫‪0.024‬‬ ‫معامل التحديد المعدل‬

‫‪0.022‬‬

‫يعرض الجدول )‪ (28‬قيم معامالت نموذج االنحدار الخطي )ميل المتغير المستقل( الذي يعبّر عن أثر عدالة‬ ‫اإلجراءات في االلتزام االستمراري‪ ،‬وھي المعامالت التي يُبنى منھا نموذج االنحدار الخطي الذي يتنبأ بمجموع‬ ‫عالمات الموظف المعين على مقياس االلتزام االستمراري عند معرفة تحصيله على مقياس عدالة اإلجراءات‪ .‬وتأسيسا‬ ‫على مخرجات تحليل االنحدار ھذه فإن معادلة النموذج غير القياسية ھي‪:‬‬ ‫االلتزام االستمراري = ‪ * 0.123 + 13.369‬عدالة اإلجراءات‬ ‫أما المعادلة القياسية فھي‪:‬‬ ‫االلتزام االستمراري = ‪ * 0.156‬عدالة اإلجراءات‬ ‫الجدول )‪ُ :(28‬معا ِمالت نموذج أثر عدالة اإلجراءات في االلتزام االستمراري‬ ‫ال ُمعا ِمالت‬ ‫ال ُمعا ِمالت غير القياسية‬ ‫النموذج‬ ‫االحتمال )‪(p‬‬ ‫تاء )‪(t‬‬ ‫القياسية‬ ‫الخطأ‬ ‫ال ُمعا ِمل‬ ‫ال ُمعا ِمل )‪(β‬‬ ‫القياسي‬ ‫)‪(B‬‬ ‫‪1‬‬

‫صادي(‬ ‫الثابت )القاطع ال ّ‬

‫‪13.369‬‬

‫‪0.551‬‬

‫عدالة اإلجراءات‬

‫‪0.123‬‬

‫‪0.040‬‬

‫‪0.156‬‬

‫‪24.260‬‬

‫‪0.000‬‬

‫‪3.077‬‬

‫‪0.002‬‬

‫‪ 4.3.7‬الفرضية الفرعية )‪(7‬‬ ‫تنص الفرضية الفرعية السابعة على أنه يوجد أثر ذو داللة احصائية عند مستوى )‪ (α = 0.05‬لعدالة التعامالت في‬ ‫االلتزام العاطفي‪ ،‬وتنص الفرضية العدمية الرديفة على أنه ال يوجد أثر ذو داللة احصائية عند مستوى )‪(α = 0.05‬‬ ‫لعدالة التعامالت في االلتزام العاطفي عند موظفي الوزارات األردنية‪.‬‬ ‫ُ‬ ‫الباحث تحليل االنحدار الخطّ ّي البسيط للتحقق من صحة ھذه الفرضية البحثية‪ ،‬ووجد أن عدالة التعامالتلھا‬ ‫نفّذ‬ ‫أثرٌموجبٌ ذو داللة احصائية عند مستوى )‪ (α = 0.05‬في االلتزامالعاطفي )الجدول )‪ ،((29‬فقد كانت قيمة االحتمال‬ ‫)‪ (p‬ھي )‪ ،(0.000‬وھي أق ّل من مستوى الداللة المعنوية )‪ .(α = 0.05‬وبمقتضى ذلك يرفض الباحث الفرضية‬ ‫العدمية‪ ،‬ويقبل الفرضية البديلة )‪ .(F = 195.628, df = 381, p = 0.000‬توصل ھذه النتيجة إلى استنتاج أنه يوجد‬ ‫أثر موجب ذو داللةإحصائية عند مستوى الداللة )‪ (0.05‬لعدالة التعامالت في االلتزام العاطفي عند موظفي الوزارات‬ ‫األردنية‪.‬‬ ‫‪252‬‬

‫‪Journal of Social Sciences (COES&RJ-JSS), 8(2), pp.230-269‬‬

‫الجدول )‪ :(29‬تحليل التباين في نموذج أثر عدالة التعامالت في االلتزام العاطفي‬ ‫الدّا ّل اإلحصائي‬ ‫المربع‬ ‫درجة‬ ‫مجموع‬ ‫النموذج‬ ‫المتوسط‬ ‫الح ّريّة‬ ‫المربّعات‬ ‫)‪(F‬‬ ‫‪195.628‬‬ ‫‪2806.563‬‬ ‫‪1‬‬ ‫االنحدار ‪2806.563‬‬ ‫‪1‬‬ ‫المتبقّي‬

‫‪5451.636‬‬

‫‪380‬‬

‫الكلّ ّي‬

‫‪8258.199‬‬

‫‪381‬‬

‫االحتمال‬ ‫‪0.000‬‬

‫‪14.346‬‬

‫تدعم نتائج تحليل االرتباط التي يعرضھا الجدول )‪ (30‬نتائج تحليل التباين )الجدول ‪(29‬؛ فھي تؤ ّكد وجود عالقة‬ ‫موجبة متوسطة القوة ودالّة إحصائيا بين االلتزام العاطفي وعدالة التعامالت‪ ،‬فقيمة معامل االرتباط بين ھذيْن‬ ‫المتغيريْن )‪ (R‬ھي )‪ .(0.583‬أما معامل التحديد )‪ (R2‬للنموذج الذي يتنبأ بااللتزام العاطفي من عدالة التعامالت فقد‬ ‫كانت قيمته )‪ ،(0.340‬أي أن متغير االلتزام العاطفييفسّر منفردا )‪ (%34.0‬من االختالفاتبين أفراد عينة الدراسة‬ ‫فيعدالة التعامالت‪.‬‬ ‫الجدول )‪ُ :(30‬م ّ‬ ‫لخص نموذج أثر عدالة التعامالت في االلتزام العاطفي‬ ‫معامل االرتباط )‪(R‬‬ ‫‪0.583‬‬ ‫معامل التحديد )‪(R2‬‬

‫‪0.340‬‬

‫معامل التحديد المعدل‬ ‫‪0.338‬‬ ‫يُق ّدم جدول ُمعا ِمالت نموذج االنحدار )الجدول )‪ ((31‬قيم معامالت نموذج االنحدار الخطي )ميل المتغير المستقل(‬ ‫الذي يعبّر عن أثر عدالة التعامالتفي االلتزام العاطفي‪ ،‬وبناء على القيم الواردة في ھذا الجدول فإن معادلة النموذج غير‬ ‫القياسية ھي‪:‬‬ ‫االلتزام العاطفي = ‪ * 0.358 + 5.017‬عدالة التعامالت‬ ‫أما المعادلة القياسية فھي‪:‬‬ ‫االلتزام العاطفي = ‪ * 0.583‬عدالة التعامالت‬ ‫الجدول )‪ُ :(31‬معا ِمالت نموذج أثر عدالة التعامالت في االلتزام العاطفي‬ ‫ال ُمعا ِمالت‬ ‫ال ُمعا ِمالت غير القياسية‬ ‫النموذج‬ ‫االحتمال )‪(p‬‬ ‫تاء )‪(t‬‬ ‫القياسية‬ ‫الخطأ‬ ‫ال ُمعا ِمل‬ ‫ال ُمعا ِمل )‪(β‬‬ ‫القياسي‬ ‫)‪(B‬‬ ‫الثابت )القاطع‬ ‫‪0.000‬‬ ‫‪6.413‬‬ ‫‪0.782‬‬ ‫‪5.017‬‬ ‫‪1‬‬ ‫صادي(‬ ‫ال ّ‬ ‫عدالة التعامالت‬

‫‪0.358‬‬

‫‪0.026‬‬

‫‪0.583‬‬

‫‪13.987‬‬

‫‪0.000‬‬

‫‪ 4.3.8‬الفرضية الفرعية )‪(8‬‬ ‫تنص الفرضية الفرعية الثامنة على أنه يوجد أثر ذو داللة احصائية عند مستوى )‪ (α = 0.05‬لعدالة التعامالت في‬ ‫االلتزام المعياري‪ ،‬وتنص الفرضية العدمية الرديفة على أنه ال يوجد أثر ذو داللة احصائية عند مستوى )‪(α = 0.05‬‬ ‫لعدالة التعامالت في االلتزام المعياري عند موظفي الوزارات األردنية‪.‬‬ ‫استخدم الباحث تحليل االنحدار الخطي البسيط بھدف فحص ص ّحة ھذه الفرضية‪ ،‬وقد أشارت نتائج تحليل االنحدار‬ ‫الخطّ ّي البسيط المعروضة في الجدول )‪ (32‬إلى أن قيمة االحتمال )‪ (p‬ھي )‪ ،(0.000‬وھي أدنى من مستوى الداللة‬ ‫المعنوية )‪ ،(α = 0.05‬ولذلك يرفض الباحث الفرضية العدمية‪ ،‬وبقبل الفرضية البديلة ) ‪F = 90.466, df = 381, p‬‬ ‫‪ ،(= 0.000‬ويصل إلى استنتاج أن ھناك أثرا ذا داللةإحصائية عند مستوى الداللة )‪ (0.05‬لعدالة التعامالتفي االلتزام‬ ‫المعياري عند موظفي الوزارات األردنية المدروسة‪.‬‬ ‫الجدول )‪ :(32‬تحليل التباين في نموذج أثر عدالة التعامالت في االلتزام المعياري‬ ‫الدّا ّل اإلحصائي )‪ (F‬االحتمال‬ ‫المربع‬ ‫درجة‬ ‫مجموع‬ ‫النموذج‬ ‫المتوسط‬ ‫الح ّريّة‬ ‫المربّعات‬ ‫‪.000‬‬ ‫‪90.466‬‬ ‫‪1783.876‬‬ ‫‪1‬‬ ‫االنحدار ‪1783.876‬‬ ‫‪1‬‬ ‫‪19.719‬‬ ‫‪380‬‬ ‫المتبقّي ‪7493.143‬‬ ‫الكلّ ّي‬ ‫‪381‬‬ ‫‪9277.018‬‬ ‫‪253‬‬

‫‪The Influence of Organizational Justice on Job Commitment in the Jordanian Ministries‬‬ ‫تنسجم نتائج تحليل االرتباط التي يوجزھا جدول ُمل ّخص نموذج أثر عدالة التعامالتفي االلتزام المعياري )الجدول )‪(33‬‬ ‫مع نتائج تحليل التباين )الجدول ‪ ،(32‬فقد د ّل تحليل االرتباط على وجود عالقة موجبة متوسطة القوة وذات داللة‬ ‫إحصائية بين االلتزام المعياري وعدالة التعامالت‪ ،‬حيث أن قيمة معامل االرتباط )‪ (R‬ھي )‪.(0.439‬‬ ‫الجدول )‪ُ :(33‬م ّ‬ ‫لخص نموذج أثر عدالة التعامالت في االلتزام المعياري‬ ‫معامل االرتباط )‪(R‬‬ ‫‪0.439‬‬ ‫معامل التحديد )‪(R2‬‬ ‫‪0.192‬‬ ‫معامل التحديد المعدل‬ ‫‪0.190‬‬ ‫وكذلك تكشف نتائج ھذا التحليل )الجدول ‪ (33‬النقاب عن أن قيمة معامل التحديد ) ‪ (R‬للنموذج الذي يتنبأ بااللتزام‬ ‫المعياري من عدالة التعامالت ھي )‪ .(0.192‬تعني ھذه القيمة أن عدالة التعامالت تفسّر منفردة )‪ (%19.2‬من‬ ‫التباينات في االلتزام المعياري‪ ،‬أي أن متغيرعدالة التعامالت مسؤول وحده عن )‪ (%19.2‬من االختالفات في قيم‬ ‫متغير االلتزام المعياري عند موظفي الوزارات األردنية المدروسة‪.‬‬ ‫ھذا ويورد الجدول )‪ (34‬قيم معامالت نموذج االنحدار الخطي )القاطع الصّاد ّ‬ ‫ي وميل المتغير المستقل( الذي يعبّر عن‬ ‫أثر عدالة التعامالتفي االلتزام المعياري‪ ،‬واستنادا إلى قيم المعامالت ھذه فإن معادلة نموذج االنحدار غير القياسية ھي‪:‬‬ ‫االلتزام المعياري = ‪ * 0.286 + 5.650‬عدالة التعامالت‬ ‫االلتزام المعياري = ‪ * 0.439‬عدالة التعامالت‬ ‫الجدول )‪ُ :(34‬معا ِمالت نموذج أثر عدالة التعامالت في االلتزام المعياري‬ ‫ال ُمعا ِمالت‬ ‫ال ُمعا ِمالت غير القياسية‬ ‫النموذج‬ ‫االحتمال )‪(p‬‬ ‫تاء )‪(t‬‬ ‫القياسية‬ ‫ال ُمعا ِمل‬ ‫الخطأ‬ ‫ال ُمعا ِمل )‪(β‬‬ ‫القياسي‬ ‫)‪(B‬‬ ‫‪0.000 6.161‬‬ ‫‪0.917‬‬ ‫صادي( ‪5.650‬‬ ‫‪1‬‬ ‫الثابت )القاطع ال ّ‬ ‫عدالة التعامالت‬ ‫‪0.000 9.511‬‬ ‫‪0.439‬‬ ‫‪0.030‬‬ ‫‪0.286‬‬ ‫‪ 4.3.9‬الفرضية الفرعية )‪(9‬‬ ‫تقول الفرضية الفرعية التاسعة إن لعدالة التعامالت أثرا ذي داللة احصائية عند مستوى )‪ (α = 0.05‬في االلتزام‬ ‫ُ‬ ‫الباحث ھذه الفرضية بواسطة تحليل االنحدار الخطّ ّي‬ ‫ص‬ ‫االستمراري‪ ،‬وتنفي الفرضية العدمية الرديفة وجود أثر‪ .‬فَ َح َ‬ ‫البسيط‪ .‬أشارت نتائج تحليل التباين )‪ (ANOVA‬في ھذا الفحص إلى أن عدالة التعامالت لھا أثر موجب ذو داللة‬ ‫احصائية عند مستوى )‪ (α = 0.05‬في االلتزام االستمراري )الجدول )‪((35‬؛ إذ كانت قيمة االحتمال )‪ (p‬ھي‬ ‫)‪ ،(0.000‬وھي دون مستوى الداللة المعنوية )‪ .(α = 0.05‬وبناء على ذلك يرفض الباحث الفرضية العدمية‪ ،‬ويقبل‬ ‫الفرضية البديلة )‪ .(F = 21.566, df = 381, p = 0.000‬ويُستنت ُج من ھذا أن لعدالة التوزيعات أثرا موجبا ذا‬ ‫داللةإحصائية عند مستوى الداللة )‪ (0.05‬في االلتزام االستمراري عند موظفي الوزارات األردنية‪.‬‬ ‫الجدول )‪ :(35‬تحليل التباين في نموذج أثر عدالة التعامالت في االلتزام االستمراري‬ ‫االحتمال‬ ‫مجموع‬ ‫النموذج‬ ‫درجة الح ّريّة المربع المتوسط الدّا ّل اإلحصائي )‪(F‬‬ ‫المربّعات‬ ‫‪0.000‬‬ ‫‪21.566‬‬ ‫‪289.924‬‬ ‫‪1‬‬ ‫االنحدار ‪289.924‬‬ ‫‪1‬‬ ‫‪2‬‬

‫المتبقّي‬

‫‪5108.487‬‬

‫‪380‬‬

‫الكلّ ّي‬

‫‪5398.411‬‬

‫‪381‬‬

‫‪13.443‬‬

‫تنسجم نتائج تحليل االنحدار )الجدول ‪ (36‬مع نتائج تحليل التباين )الجدول ‪(35‬؛ فھي تثبت وجود عالقة موجبة ضعيفة‬ ‫القوة ودالّة إحصائيا بين االلتزام االستمراري وعدالة التعامالت‪ ،‬إذ كانت قيمة معامل االرتباط بين ھذيْن المتغيريْن )‬ ‫‪(R‬ھي )‪ .(0.232‬أماقيمة معامل التحديد )‪ (R2‬لنموذج االنحدار الخطّ ّي ھذا فھي )‪ ،(0.054‬أي أن متغير االلتزام‬ ‫االستمراري يفسّر بمفرده )‪ (%5.4‬من االختالفات بين أفراد عينة الدراسة في متغير االلتزام االستمراري‪.‬‬ ‫الجدول )‪ُ :(36‬م ّ‬ ‫لخص نموذج أثر عدالة التعامالت في االلتزام االستمراري‬ ‫‪0.232‬‬ ‫معامل االرتباط )‪(R‬‬ ‫معامل التحديد )‪(R2‬‬

‫‪0.054‬‬

‫معامل التحديد المعدل‬

‫‪0.051‬‬ ‫‪254‬‬

‫‪Journal of Social Sciences (COES&RJ-JSS), 8(2), pp.230-269‬‬

‫أما ُمعا ِمالت نموذج تكميم أثر عدالة التعامالت في االلتزام االستمراري )ميل المتغير المستقل( فيل ّخصھا الجدول‬ ‫)‪ .(37‬واستنادا إلى مخرجات التحليل ھذه يجد الباحث أن معادلة النموذج غير القياسية تأخذ الصيغة‪:‬‬ ‫االلتزام االستمراري= ‪ * 0.115 + 11.554‬عدالة التعامالت‬ ‫وتكون المعادلة القياسية‪:‬‬ ‫االلتزام االستمراري= ‪ * 0.232‬عدالة التعامالت‬ ‫الجدول )‪ُ :(37‬معا ِمالت نموذج أثر عدالة التعامالت في االلتزام االستمراري‬ ‫*‬ ‫ال ُمعا ِمالت‬ ‫ال ُمعا ِمالت غير القياسية‬ ‫النموذج‬ ‫االحتمال )‪(p‬‬ ‫تاء )‪(t‬‬ ‫القياسية‬ ‫الخطأ‬ ‫ال ُمعا ِمل‬ ‫ال ُمعا ِمل )‪(β‬‬ ‫القياسي‬ ‫)‪(B‬‬ ‫‪1‬‬

‫الثابت )القاطع‬ ‫صادي(‬ ‫ال ّ‬

‫‪11.554‬‬

‫‪0.757‬‬

‫عدالة التعامالت‬

‫‪0.115‬‬

‫‪0.025‬‬

‫‪0.232‬‬

‫‪15.256‬‬

‫‪0.000‬‬

‫‪4.644‬‬

‫‪0.000‬‬

‫‪ 4.3.10‬الفرضية الفرعية )‪(10‬‬ ‫تنص الفرضية الفرعية العاشرة على أنه يوجد أثر لعدالة المعلومات في االلتزام العاطفي ذو داللة احصائية عند‬ ‫مستوى )‪ ،(α = 0.05‬بينما تناقضھا الفرضية العدمية الرديفة في ذلك‪ .‬اختبر الباحث صحة ھذه الفرضية باستخدام‬ ‫تحليل االنحدار الخطي البسيط‪ ،‬وقد أوضحت نتائج التحليل )الجدول ‪ (38‬أن قيمة االحتمال )‪ (p‬ھي )‪ ،(0.000‬وھي‬ ‫أقلﱡ من مستوى الداللة المعنوية )‪ ،(α = 0.05‬وبناء على ذلك يرفض الباحث الفرضية العدمية‪ ،‬ويقبل الفرضية البديلة‬ ‫)‪ .(F = 163.876, df = 381, p = 0.000‬تقود ھذه النتيجة إذا إلى استنتاج أن ھناك أثرا ذا داللة إحصائية عند‬ ‫مستوى الداللة )‪ (0.05‬لعدالة المعلومات في االلتزام العاطفي عند موظفي الوزارات األردنية المدروسة‪.‬‬ ‫النموذج‬ ‫‪1‬‬

‫الجدول )‪ :(38‬تحليل التباين في نموذج أثر عدالة المعلومات في االلتزام العاطفي‬ ‫درجة الح ّريّة المربع‬ ‫مجموع‬ ‫ال ّدا ّل اإلحصائي )‪(F‬‬ ‫المتوسط‬ ‫المربّعات‬ ‫‪163.876‬‬ ‫‪2488.294‬‬ ‫‪1‬‬ ‫االنحدار ‪2488.294‬‬ ‫المتبقّي‬

‫‪5769.905‬‬

‫‪380‬‬

‫الكلّ ّي‬

‫‪8258.199‬‬

‫‪381‬‬

‫االحتمال‬ ‫‪0.000‬‬

‫‪15.184‬‬

‫تدعم نتائج تحليل االرتباط التي يوجزھا الجدول )‪ُ (38‬مل ّخص نموذج أثر عدالة المعلومات في االلتزام العاطفي مع‬ ‫نتائج تحليل التباين )الجدول ‪ (38‬التي كشفت عن وجود عالقة موجبة متوسطة القوة وذات داللة إحصائية بين عدالة‬ ‫المعلومات وااللتزام العاطفي‪ ،‬حيث أن قيمة معامل االرتباط )‪ (R‬ھي )‪ .(0.549‬وتشير نتائج ھذا التحليل )الجدول‬ ‫‪ (39‬إلى أن قيمة معامل التحديد )‪ (R2‬لھذا النموذج ھي )‪ ،(0.301‬األمر الذي يعني أن عدالة المعلومات وحدھا تفسّر‬ ‫)‪ (%30.1‬من التباينات في االلتزام العاطفي بين أفراد عينة الدراسة‪ ،‬وما يعنيه ھذا أن متغيرعدالة المعلومات وحده‬ ‫مسؤول عن )‪ (%30.1‬من االختالفات في قيم متغير االلتزام العاطفي عند موظفي الوزارات األردنية المدروسة‪.‬‬ ‫الجدول )‪ُ :(39‬م ّ‬ ‫لخص نموذج أثر عدالة المعلومات في االلتزام العاطفي‬ ‫معامل االرتباط )‪(R‬‬ ‫‪0.549‬‬ ‫معامل التحديد )‪(R2‬‬ ‫‪0.301‬‬ ‫معامل التحديد المعدل‬ ‫‪0.299‬‬ ‫يلخص الجدول )‪ (40‬قيم معامالت نموذج االنحدار الخطي )القاطع الصّاد ّ‬ ‫ي وميل المتغير المستقل( الذي يعبّر عن أثر‬ ‫عدالة المعلومات في االلتزام العاطفي‪ ،‬وبناء على القيم الواردة في ھذا الجدول تصبح معادلة النموذج غير القياسية‪:‬‬ ‫االلتزام العاطفي = ‪ * 0.543+ 7.655‬عدالة المعلومات‬ ‫أما المعادلة القياسية فھي‪:‬‬ ‫االلتزام العاطفي = ‪ * 0.543‬عدالة المعلومات‬

‫‪255‬‬

‫‪The Influence of Organizational Justice on Job Commitment in the Jordanian Ministries‬‬ ‫الجدول )‪ُ :(40‬معا ِمالت نموذج أثر عدالة المعلومات في االلتزام العاطفي‬ ‫ال ُمعا ِمالت‬ ‫ال ُمعا ِمالت غير القياسية‬ ‫تاء )‪(t‬‬ ‫القياسية‬ ‫الخطأ‬ ‫ال ُمعا ِمل‬ ‫ال ُمعا ِمل )‪(β‬‬ ‫القياسي‬ ‫)‪(B‬‬

‫النموذج‬

‫‪1‬‬

‫صادي(‬ ‫الثابت )القاطع ال ّ‬

‫‪7.655‬‬

‫‪0.653‬‬

‫عدالة المعلومات‬

‫‪0.543‬‬

‫‪0.042‬‬

‫‪0.549‬‬

‫االحتمال )‪(p‬‬

‫‪11.719‬‬

‫‪0.000‬‬

‫‪12.801‬‬

‫‪0.000‬‬

‫‪ 4.3.11‬الفرضية الفرعية )‪(11‬‬ ‫تنص الفرضية الفرعية الحادية عشر على وجود أثر ذي داللة احصائية عند مستوى )‪ (α = 0.05‬لعدالة المعلومات‬ ‫في االلتزام المعياري‪ ،‬بينما تنص الفرضية العدمية الرديفة على أنه ال يوجد أثر ذو داللة احصائية عند مستوى‬ ‫)‪ (α = 0.05‬لعدالة المعلومات في االلتزام المعياري عند موظفي الوزارات األردنية‪ .‬استخدم الباحث تحليل االنحدار‬ ‫الخطي البسيط من أجل فحص صحّة ھذه الفرضية‪ ،‬وقد بيّنت نتائج ھذا التحليل الواردة في الجدول )‪ (41‬أن قيمة‬ ‫االحتمال )‪ (p‬ھي )‪ ،(0.000‬وھي أدنى من مستوى الداللة المعنوية )‪ ،(α = 0.05‬ولذلك يرفض الباحث الفرضية‬ ‫العدمية‪ ،‬ويقبل الفرضية البديلة )‪ ،(F = 73.553, df = 381, p = 0.000‬ويصل إلى استنتاج أنه يوجد أثر ذو‬ ‫داللةإحصائية عند مستوى الداللة )‪ (0.05‬لعدالة المعلومات في االلتزام المعياري عند موظفي الوزارات األردنية‬ ‫المدروسة‪.‬‬ ‫الجدول )‪ :(41‬تحليل التباين في نموذج أثر عدالة المعلومات في االلتزام المعياري‬ ‫مجموع‬ ‫النموذج‬ ‫درجة الح ّريّة المربع المتوسط الدّا ّل اإلحصائي )‪ (F‬االحتمال‬ ‫المربّعات‬ ‫‪0.000‬‬ ‫‪73.553‬‬ ‫‪1504.464‬‬ ‫‪1‬‬ ‫االنحدار ‪1504.464‬‬ ‫‪1‬‬ ‫المتبقّي‬

‫‪7772.554‬‬

‫‪380‬‬

‫الكلّ ّي‬

‫‪9277.018‬‬

‫‪381‬‬

‫‪20.454‬‬

‫تتناغم نتائج تحليل االرتباط التي يوجزھا جدول ُمل ّخص نموذج أثر عدالة المعلوماتفي االلتزام المعياري )الجدول ‪(42‬‬ ‫مع نتائج تحليل التباين )الجدول ‪ ،(41‬فقد د ّل تحليل االرتباط على وجود عالقة موجبة متوسطة القوة وذات داللة‬ ‫إحصائية بين االلتزام المعياري وعدالة المعلومات‪ ،‬حيث أن قيمة معامل االرتباط )‪ (R‬ھي )‪ .(0.403‬وكذلك تكشف‬ ‫نتائج ھذا التحليل )الجدول ‪ (42‬النقاب عن أن قيمة معامل التحديد )‪ (R2‬للنموذج الحال ّي ھي )‪ .(0.162‬معنى ھذه‬ ‫القيمة أن عدالة المعلومات تفسّر منفردة )‪ (%16.2‬من التباينات في االلتزام المعياري‪ ،‬أي أن متغيرعدالة المعلومات‬ ‫مسؤول وحده عن )‪ (%16.2‬من االختالفات في قيم متغير االلتزام المعياري عند موظفي الوزارات األردنية‬ ‫المدروسة‪.‬‬ ‫الجدول )‪ُ :(42‬م ّ‬ ‫لخص نموذج أثر عدالة المعلومات في االلتزام المعياري‬ ‫معامل االرتباط )‪(R‬‬ ‫‪0.403‬‬ ‫معامل التحديد )‪(R2‬‬ ‫‪0.162‬‬ ‫معامل التحديد المعدل‬ ‫‪0.160‬‬ ‫أما الجدول )‪ (43‬فيورد قيم معامالت نموذج االنحدار الخطي )القاطع الصّاد ّ‬ ‫ي وميل المتغير المستقل( الذي يعبّر عن‬ ‫أثر عدالة المعلوماتفي االلتزام المعياري‪ ،‬وبناء على قيم المعامالت ھذه فإن معادلة نموذج االنحدار غير القياسية ھي‪:‬‬ ‫االلتزام المعياري = ‪ * 0.422 + 7.910‬عدالة المعلومات‬ ‫االلتزام المعياري = ‪ * 0.403‬عدالة المعلومات‬ ‫الجدول )‪ُ :(43‬معا ِمالت نموذج أثر عدالة المعلومات في االلتزام المعياري‬ ‫ال ُمعا ِمالت‬ ‫ال ُمعا ِمالت غير القياسية‬ ‫النموذج‬ ‫االحتمال )‪(p‬‬ ‫تاء )‪(t‬‬ ‫القياسية‬ ‫الخطأ‬ ‫ال ُمعا ِمل‬ ‫ال ُمعا ِمل )‪(β‬‬ ‫القياسي‬ ‫)‪(B‬‬ ‫‪0.000 10.434‬‬ ‫‪0.758‬‬ ‫صادي( ‪7.910‬‬ ‫‪1‬‬ ‫الثابت )القاطع ال ّ‬ ‫عدالة المعلومات‬

‫‪0.422‬‬

‫‪0.049‬‬ ‫‪256‬‬

‫‪0.403‬‬

‫‪8.576‬‬

‫‪0.000‬‬

‫‪Journal of Social Sciences (COES&RJ-JSS), 8(2), pp.230-269‬‬

‫‪ 4.3.12‬الفرضية الفرعية )‪(12‬‬ ‫تقول الفرضية الفرعية الثانية عشر إن لعدالة المعلومات أثرا ذي داللة احصائية عند مستوى )‪ (α = 0.05‬في االلتزام‬ ‫ُ‬ ‫الباحث ھذه الفرضية بواسطة تحليل االنحدار‬ ‫ص‬ ‫االستمراري‪ ،‬وتنفي الفرضية العدمية الرديفة وجود ھكذا أثر‪ .‬فَ َح َ‬ ‫الخطّ ّي البسيط‪ ،‬وأشارت نتائج تحليل التباين )‪ (ANOVA‬في ھذا الفحص إلى أن عدالة المعلومات لھا أثر موجب ذو‬ ‫داللة احصائية عند مستوى )‪ (α = 0.05‬في االلتزام االستمراري )الجدول ‪(44‬؛ إذ كانت قيمة االحتمال )‪ (p‬ھي‬ ‫)‪ ،(0.000‬وھي دون مستوى الداللة المعنوية )‪ .(α = 0.05‬وبناء على ذلك يرفض الباحث الفرضية العدمية‪ ،‬ويقبل‬ ‫الفرضية البديلة )‪ .(F = 18.618, df = 381, p = 0.000‬ويُستنت ُج من ھذا أن لعدالة المعلومات أثرا موجبا ذا‬ ‫داللةإحصائية عند مستوى الداللة )‪ (0.05‬في االلتزام االستمراري عند موظفي الوزارات األردنية‪.‬‬ ‫الجدول )‪ :(44‬تحليل التباين في نموذج أثر عدالة المعلومات في االلتزام االستمراري‬ ‫درجة الح ّريّة المربع المتوسط الدّا ّل اإلحصائي )‪ (F‬االحتمال‬ ‫مجموع‬ ‫النموذج‬ ‫المربّعات‬ ‫‪1‬‬

‫االنحدار‬

‫‪252.135‬‬

‫‪1‬‬

‫‪252.135‬‬

‫المتبقّي‬

‫‪5146.276‬‬

‫‪380‬‬

‫‪13.543‬‬

‫‪0.000‬‬

‫‪18.618‬‬

‫الكلّ ّي‬ ‫تنسجم نتائج تحليل االنحدار )الجدول ‪ (45‬مع نتائج تحليل التباين )الجدول ‪(44‬؛ فھي تؤكد على وجود عالقة موجبة‬ ‫ضعيفة القوة ودالّة إحصائيا بين االلتزام االستمراري وعدالة المعلومات‪ ،‬إذ كانت قيمة معامل االرتباط بين ھذيْن‬ ‫المتغيريْن )‪ (R‬ھي )‪ .(0.216‬أماقيمة معامل التحديد )‪ (R2‬لنموذج االنحدار الخطّ ّي ھذا فھي )‪ ،(0.047‬أي أن متغير‬ ‫عدالة المعلومات منفردا يفسّر )‪ (%4.7‬من االختالفاتبين أفراد عينة الدراسة فيمتغير االلتزام االستمراري‪.‬‬ ‫الجدول )‪ُ :(45‬م ّ‬ ‫لخص نموذج أثر عدالة المعلومات في االلتزام االستمراري‬ ‫‪5398.411‬‬

‫‪381‬‬

‫معامل االرتباط )‪(R‬‬

‫‪0.216‬‬

‫معامل التحديد )‪(R2‬‬

‫‪0.047‬‬

‫معامل التحديد المعدل‬

‫‪0.044‬‬

‫أما ُمعا ِمالت نموذج تحديد وتكميم أثر عدالة المعلومات في االلتزام االستمراري )ميل المتغير المستقل والقاطع‬ ‫صاد ّ‬ ‫ال ّ‬ ‫ي( فيق ّدمھا الجدول )‪ .(46‬واستنادا إلى مخرجات التحليل ھذه يجد الباحث أن معادلة النموذج غير القياسية تأخذ‬ ‫الصيغة‪:‬‬ ‫االلتزام االستمراري= ‪ * 0.173 + 12.426‬عدالة المعلومات‬ ‫وتكون المعادلة القياسية‪ :‬االلتزام االستمراري= ‪ * 0.216‬عدالة المعلومات‬ ‫الجدول )‪ُ :(46‬معا ِمالت نموذج أثر عدالة المعلومات في االلتزام االستمراري‬ ‫ال ُمعا ِمالت‬ ‫ال ُمعا ِمالت غير القياسية‬ ‫النموذج‬ ‫االحتمال )‪(p‬‬ ‫تاء )‪(t‬‬ ‫القياسية‬

‫‪1‬‬

‫الثابت )القاطع‬ ‫ادي(‬ ‫ص‬ ‫ال ّ‬ ‫المعلومات‬ ‫عدالة‬

‫الخطأ‬ ‫ال ُمعا ِمل‬ ‫القياسي‬ ‫)‪(B‬‬ ‫‪0.617‬‬ ‫‪12.426‬‬ ‫‪0.173‬‬

‫‪0.040‬‬

‫ال ُمعا ِمل )‪(β‬‬

‫‪0.216‬‬

‫‪20.143‬‬

‫‪0.000‬‬

‫‪4.315‬‬

‫‪0.000‬‬

‫‪ 4.3.13‬الفرضية الفرعية )‪(13‬‬ ‫تنص الفرضية الفرعية العاشرة على أنه يوجد أثر للعدالة الشخصية في االلتزام العاطفي ذو داللة احصائية عند‬ ‫مستوى )‪ ،(α = 0.05‬بينما تناقضھا الفرضية العدمية الرديفة في ذلك‪ .‬اختبر الباحث صحة ھذه الفرضية مستخدما‬ ‫تحليل االنحدار الخطي البسيط‪ ،‬وقد أوضحت نتائج التحليل )الجدول ‪ (47‬أن قيمة االحتمال )‪ (p‬ھي )‪ ،(0.000‬وھي‬ ‫أقلﱡ من مستوى الداللة المعنوية )‪ ،(α = 0.05‬وبناء على ذلك يرفض الباحث الفرضية العدمية‪ ،‬ويقبل الفرضية البديلة‬ ‫)‪ .(F = 126.989, df = 381, p = 0.000‬تقود ھذه النتيجة إذا إلى استنتاج أن ھناك أثرا ذا داللة إحصائية عند‬ ‫مستوى الداللة )‪ (0.05‬للعدالة الشخصية في االلتزام العاطفي عند موظفي الوزارات األردنية المدروسة‪.‬‬

‫‪257‬‬

‫‪The Influence of Organizational Justice on Job Commitment in the Jordanian Ministries‬‬

‫النموذج‬ ‫‪1‬‬

‫الجدول )‪ :(47‬تحليل التباين في نموذج أثر العدالة الشخصية في االلتزام العاطفي‬ ‫االحتمال‬ ‫الدّا ّل اإلحصائي‬ ‫المربع‬ ‫درجة‬ ‫مجموع‬ ‫المتوسط‬ ‫ة‬ ‫ي‬ ‫ر‬ ‫الح‬ ‫عات‬ ‫(‬ ‫‪F‬‬ ‫)‬ ‫ّ‬ ‫ّ‬ ‫‪0.000‬‬ ‫‪126.989‬‬ ‫‪2068.483‬‬ ‫‪1‬‬ ‫االنحدار المربّ‪2068.483‬‬ ‫المتبقّي‬ ‫الكلّ ّي‬

‫‪6189.716‬‬

‫‪380‬‬

‫‪16.289‬‬

‫‪381‬‬ ‫‪8258.199‬‬ ‫تدعم بقية نتائج تحليل االنحدار الخطي التي يوجزھا جدول ُمل ّخص نموذج أثر العدالة الشخصية في االلتزام العاطفي‬ ‫)الجدول ‪ (48‬نتائج تحليل التباين )الجدول ‪ ،(47‬ويكشف معامل االرتباط بين ھذيْن المتغيري ِْن عن وجود عالقة موجبة‬ ‫متوسطة القوة وذات داللة إحصائية بين العدالة الشخصية وااللتزام العاطفي‪ ،‬حيث أن قيمة معامل االرتباط )‪ (R‬ھي‬ ‫)‪ .(0.500‬وتشير نتائج تحليل االنحدار )الجدول ‪ (48‬إلى أن قيمة معامل التحديد )‪ (R2‬لھذا النموذج ھي )‪،(0.250‬‬ ‫األمر الذي يعني أن العدالة الشخصية وحدھا تفسّر )‪ (%25.0‬من التباينات في االلتزام العاطفي بين أفراد عينة‬ ‫الدراسة‪ ،‬وما يعنيه ھذا أن متغير العدالة الشخصية مسؤول وحده عن )‪ (%25.0‬من االختالفات في قيم االلتزام‬ ‫العاطفي عند موظفي الوزارات األردنية المدروسة‪.‬‬ ‫الجدول )‪ُ :(48‬م ّ‬ ‫لخص نموذج أثر العدالة الشخصية في االلتزام العاطفي‬ ‫معامل االرتباط )‪(R‬‬ ‫‪0.500‬‬ ‫معامل التحديد )‪(R2‬‬

‫‪0.250‬‬

‫معامل التحديد المعدل‬ ‫‪0.249‬‬ ‫يُق ّدم الجدول )‪ (49‬قيم معامالت نموذج االنحدار الخطي‪ ،‬أي قيم القاطع الصّاد ّ‬ ‫ي وميل المتغير المستقل‪ ،‬الذي يعبّر عن‬ ‫أثر العدالة الشخصية في االلتزام العاطفي‪ .‬تساعد ھذه القيم في كتابة معادلتي نموذج االمحدار القياسية وغير القياسية‪.‬‬ ‫آخذا بنظر االعتبار ھذه القيم يجد الباحث ان معادلة النموذج غير القياسية ھي‪:‬‬ ‫االلتزام العاطفي = ‪ * 0.637+ 6.119‬العدالة الشخصية‬ ‫بينما المعادلة القياسية ھي‪ :‬االلتزام العاطفي = ‪ * 0.500‬العدالة الشخصية‬ ‫الجدول )‪ُ :(49‬معا ِمالت نموذج أثر العدالة الشخصية في االلتزام العاطفي‬ ‫ال ُمعا ِمالت غير القياسية ال ُمعا ِمالت‬ ‫النموذج‬ ‫االحتمال )‪(p‬‬ ‫تاء )‪(t‬‬ ‫القياسية‬ ‫الخطأ‬ ‫ال ُمعا ِمل‬ ‫ال ُمعا ِمل )‪(β‬‬ ‫القياسي‬ ‫)‪(B‬‬ ‫الثابت )القاطع‬ ‫‪0.000‬‬ ‫‪7.052‬‬ ‫‪0.868‬‬ ‫‪6.119‬‬ ‫‪1‬‬ ‫(‬ ‫ادي‬ ‫ص‬ ‫ال‬ ‫ّ‬ ‫العدالة الشخصية‬ ‫‪0.000 11.269‬‬ ‫‪0.500‬‬ ‫‪0.057‬‬ ‫‪0.637‬‬ ‫‪ 4.3.14‬الفرضية الفرعية )‪(14‬‬ ‫تقول الفرضية الفرعية الرابعة عشر إنللعدالة الشخصية أثرا ذي داللة احصائية عند مستوى )‪ (α = 0.05‬في االلتزام‬ ‫ُ‬ ‫الباحث صخة ھذه الفرضية بواسطة تحليل االنحدار‬ ‫المعياري‪ ،‬وتنفي الفرضية العدمية الرديفة وجود أثر‪ .‬اختبر‬ ‫الخطّ ّي البسيط‪ ،‬وأشارت نتائج تحليل التباين )‪ (ANOVA‬في ھذا الفحص‪ ،‬والواردة في الجدول )‪ ،(50‬إلى أن العدالة‬ ‫الشخصية لھا أثر موجب ذو داللة احصائية عند مستوى )‪ (α = 0.05‬في االلتزام المعياري ) = ‪F = 67.992, df‬‬ ‫‪((381, p = 0.000‬؛ إذ كانت قيمة االحتمال )‪ (p‬ھي )‪ ،(0.000‬وھي دون مستوى الداللة المعنوية )‪.(α = 0.05‬‬ ‫وبناء على ذلك يرفض الباحث الفرضية العدمية‪ ،‬ويقبل الفرضية البديلة‪ .‬يُستنت ُج من ھذا أن العدالة الشخصية تؤثر في‬ ‫االلتزام المعياري عند موظفي الوزارات األردنية تأثيرا موجبا ذا داللة إحصائية عند مستوى الداللة )‪.(0.05‬‬ ‫النموذج‬ ‫‪1‬‬

‫الجدول )‪ :(50‬تحليل التباين في نموذج أثر العدالة الشخصية في االلتزام المعياري‬ ‫المربع‬ ‫درجة‬ ‫مجموع‬ ‫الدّا ّل اإلحصائي )‪(F‬‬ ‫المتوسط‬ ‫الح ّريّة‬ ‫المربّعات‬ ‫‪67.992‬‬ ‫‪1407.976‬‬ ‫‪1‬‬ ‫االنحدار ‪1407.976‬‬ ‫‪20.708‬‬ ‫‪380‬‬ ‫المتبقّي ‪7869.042‬‬ ‫الكلّ ّي‬

‫‪9277.018‬‬

‫‪381‬‬

‫‪258‬‬

‫االحتمال‬ ‫‪0.000‬‬

‫‪Journal of Social Sciences (COES&RJ-JSS), 8(2), pp.230-269‬‬

‫تنسجم نتائج تحليل االنحدار األخرى )الجدول ‪ (51‬مع نتائج تحليل التباين )الجدول ‪(50‬؛ فھي تثبت وجود عالقة‬ ‫موجبة ضعيفة القوة ودالّة إحصائيا بين االلتزام المعياري والعدالة الشخصية‪ ،‬حيث كانت قيمة معامل االرتباط بين‬ ‫ھذيْن المتغيريْن )‪ (R‬ھي )‪ .(0.390‬أما قيمة معامل التحديد )‪ (R2‬لھذا النموذج فھي )‪ ،(0.152‬ما يعني أن متغير‬ ‫االلتزام المعياري وحده يفسّر )‪ (%15.2‬من االختالفات بين أفراد عينة الدراسة في االلتزام المعياري‪.‬‬ ‫الجدول )‪ُ :(51‬م ّ‬ ‫لخص نموذج أثر العدالة الشخصية في االلتزام المعياري‬ ‫معامل االرتباط )‪(R‬‬ ‫‪0.390‬‬ ‫معامل التحديد )‪(R2‬‬ ‫‪0.152‬‬ ‫معامل التحديد المعدل‬ ‫‪0.150‬‬ ‫ّ‬ ‫ّ‬ ‫أما ُمعا ِمالت نموذج االنحدار الخط ّي البسيط الذي يبين أثر العدالة الشخصية في االلتزام المعياري فيلخصھا الجدول‬ ‫)‪ .(52‬واستنادا إلى مخرجات التحليل ھذه يجد الباحث أن معادلة النموذج غير القياسية تأخذ الصيغة‪:‬‬ ‫االلتزام المعياري= ‪ * 0.526 + 6.266‬العدالة الشخصية‬ ‫وتكون المعادلة القياسية‪ :‬االلتزام المعياري= ‪ * 0.390‬العدالة الشخصية‬ ‫الجدول )‪ُ :(52‬معا ِمالت نموذج أثر العدالة الشخصية في االلتزام المعياري‬ ‫ال ُمعا ِمالت‬ ‫ال ُمعا ِمالت غير القياسية‬ ‫تاء )‪(t‬‬ ‫القياسية‬ ‫الخطأ‬ ‫ال ُمعا ِمل‬ ‫ال ُمعا ِمل )‪(β‬‬ ‫القياسي‬ ‫)‪(B‬‬

‫النموذج‬

‫‪1‬‬

‫الثابت )القاطع‬ ‫صادي(‬ ‫الال ّ‬ ‫عدالة الشخصية‬

‫‪6.266‬‬

‫‪0.978‬‬

‫‪0.526‬‬

‫‪0.064‬‬

‫‪0.390‬‬

‫االحتمال )‪(p‬‬

‫‪6.403‬‬

‫‪0.000‬‬

‫‪8.246‬‬

‫‪0.000‬‬

‫‪ 4.3.15‬الفرضية الفرعية )‪(15‬‬ ‫تنص الفرضية الفرعية الخامسة عشر على أنه يوجد أثر ذو داللة احصائية عند مستوى )‪ (α = 0.05‬للعدالة‬ ‫الشخصية في االلتزام االستمراري‪ .‬أما الفرضية العدمية الفرعية المرافقة فتنصﱡ على نقيض ذلك‪ .‬توضح النتائج‬ ‫الواردة في الجدول )‪ (53‬أن قيمة االحتمال )‪ (p‬ھي )‪ ،(0.000‬وھي أقل من مستوى الداللة المعنوية )‪،(α = 0.05‬‬ ‫وبناء على ذلك يرفض الباحث الفرضية العدمية‪ ،‬ويقبل الفرضية البديلة )‪،(F = 16.106, df = 381, p = 0.000‬‬ ‫ويستنتج أن ھناك أثرا ذا داللة إحصائية عند مستوى الداللة )‪ (0.05‬للعدالة الشخصية في االلتزام االستمراري عند‬ ‫موظفي الوزارات األردنية‪.‬‬ ‫الجدول )‪ :(53‬تحليل التباين في نموذج أثر العدالة الشخصية في االلتزام االستمراري‬ ‫االحتمال‬ ‫مجموع‬ ‫النموذج‬ ‫درجة الح ّريّة المربع المتوسط الدّا ّل اإلحصائي )‪(F‬‬ ‫المربّعات‬ ‫‪1‬‬

‫االنحدار‬

‫‪219.509‬‬

‫المتبقّي‬ ‫الكلّ ّي‬

‫‪5178.902‬‬

‫‪1‬‬ ‫‪380‬‬

‫‪219.509‬‬

‫‪16.106‬‬

‫‪0.000‬‬

‫‪13.629‬‬

‫‪381‬‬ ‫‪5398.411‬‬ ‫ّ‬ ‫تدعم بقية نتائج تحليل االنحدار المعروضة ضمن ُملخص نموذج أثر العدالة الشخصية في االلتزام االستمراري‬ ‫)الجدول ‪ (54‬نتائج تحليل التباين )الجدول ‪(53‬؛ فھي تدل على وجود عالقة موجبة ضعيفة وذات داللة إحصائية بين‬ ‫العدالة الشخصيةوااللتزام االستمراري في الوزارات األردنية حيث أن قيمة معامل االرتباط )‪ (R‬ھي )‪ .(0.202‬كذلك‬ ‫تكشفُ نتائ ُج تحليل االنحدار األخرى )الجدول ‪ (54‬النقاب عن أن قيمة معامل التحديد )‪ (R2‬للنموذج الذي يتنبأ بااللتزام‬ ‫االستمراري من العدالة الشخصيةھي )‪ ،(0.041‬وتدلﱡ ھذه القيمة على أن متغيرالعدالة الشخصيةيفسّر بمفرده‬ ‫)‪ (%4.1‬من التباينات في متغير االلتزام االستمراري عند موظفي الوزارات األردنية المدروسة‪.‬‬ ‫الجدول )‪ُ :(54‬م ّ‬ ‫لخص نموذج أثر العدالة الشخصية في االلتزام االستمراري‬ ‫معامل االرتباط )‪(R‬‬ ‫‪0.202‬‬ ‫معامل التحديد )‪(R2‬‬ ‫‪0.041‬‬ ‫معامل التحديد المعدل‬

‫‪0.038‬‬ ‫‪259‬‬

‫‪The Influence of Organizational Justice on Job Commitment in the Jordanian Ministries‬‬ ‫يوجز الجدول )‪ (55‬قيم معامالت نموذج االنحدار الخطي الذي يعبّر عن أثر العدالة الشخصية في االلتزام‬ ‫االستمراري‪ ،‬وتستخدم ھذه المعامالت في كتابة معادلتي ھذا النموذج القياسية وغير القياسية‪ ،‬واستنادا إلى نواتج تحليل‬ ‫االنحدار ھذه فإن معادلة النموذج غير القياسية ھي‪:‬‬ ‫االلتزام االستمراري = ‪ * 0.208 + 11.867‬العدالة الشخصية‬ ‫أما المعادلة القياسية فھي‪ :‬االلتزام االستمراري = ‪ * 0.202‬العدالة الشخصية‬ ‫الجدول )‪ُ :(55‬معا ِمالت نموذج أثر العدالة الشخصية في االلتزام االستمراري‬ ‫*‬ ‫ال ُمعا ِمالت‬ ‫ال ُمعا ِمالت غير القياسية‬ ‫النموذج‬ ‫االحتمال )‪(p‬‬ ‫تاء )‪(t‬‬ ‫القياسية‬ ‫الخطأ‬ ‫ال ُمعا ِمل )‪(β‬‬ ‫ال ُمعا ِمل )‪(B‬‬ ‫القياسي‬ ‫‪1‬‬

‫الثابت )القاطع‬ ‫صادي(‬ ‫ال ّ‬

‫‪11.867‬‬

‫‪14.94‬‬ ‫‪9‬‬

‫‪0.794‬‬

‫‪0.000‬‬

‫العدالة الشخصية‬ ‫‪0.000 4.013‬‬ ‫‪0.202‬‬ ‫‪0.052‬‬ ‫‪0.208‬‬ ‫وبعد عرض نتائج فحص الفرضيات الفرعية الخمسة عشر ومناقشة ھذه النتائج‪ ،‬يستعرض الباحث في الفقرات التالية‬ ‫نتائج فحص فرضية البحث الرئيسة‪ ،‬ويناقش ھذه النتائج‪.‬‬ ‫‪ 4.3.16‬الفرضية الرئيسة‬ ‫تنص الفرضية الرئيسةعلى أنه يوجد أثر ذو داللة إحصائية عند مستوى )‪ (α = 0.05‬للعدالة التنظيمية بأبعادھا )عدالة‬ ‫التوزيعات وعدالة اإلجراءات وعدالة التعامالت وعدالة المعلومات والعدالة الشخصية( في االلتزام الوظيفي بأبعاده‬ ‫الثالثة )االلتزام العاطفي وااللتزام المعياري وااللتزام االستمراري( في الوزارات األردنية‪ .‬وفيما يتعلق بھذه الفرضية‬ ‫البحثية تنصّ الفرضية ال َعدَميّة على أنه ال يوجد أثر ذو داللة إحصائية عند مستوى )‪ (α = 0.05‬للعدالة التنظيمية‬ ‫بأبعادھا )عدالة التوزيعات وعدالة اإلجراءات وعدالة التعامالت وعدالة المعلومات والعدالة الشخصية( في االلتزام‬ ‫الوظيفي بأبعاده الثالثة )االلتزام العاطفي وااللتزام المعياري وااللتزام االستمراري( في الوزارات األردنية‪ .‬وبما أن‬ ‫الفرضية ھذه تتعلق بمتغير مستقل واحد‪ ،‬ھو العدالة التنظيمية‪ ،‬أي مجموع أبعاد العدالة التنظيمية المدروسة )عدالة‬ ‫التوزيعات وعدالة اإلجراءات وعدالة التعامالت وعدالة المعلومات والعدالة الشخصية(‪ ،‬ومتغير تابع واحد‪ ،‬ھو‬ ‫االلتزام الوظيفي‪ ،‬أي مجموع أبعاد االلتزام الوظيفي الثالثة المدروسة )االلتزام العاطفي وااللتزام المعياري وااللتزام‬ ‫االستمراري( فإن الفحص اإلحصائي األنسب ھو تحليل االنحدار الخطّ ّي البسيط ) ‪Simple Linear Regression‬‬ ‫‪.(Analysis‬‬ ‫نفّذ الباحث تحليل االنحدار الخطي البسيط لفحص صحة ھذه الفرضية البحثية‪ ،‬وأظھرت نتائج فحص التباين‬ ‫)‪ (ANOVA‬المعروضة في الجدول )‪ (55‬أن قيمة االحتمال )‪ (p‬ھي )‪ ،(0.000‬وھي أقل من مستوى الداللة المعنوية‬ ‫)‪ ،(α = 0.05‬ويترتّب على ذلك رفضّ الفرضية العدمية وقبول الفرضية البديلة ) = ‪F = 203.68, df = 381, p‬‬ ‫‪.(0.000‬‬ ‫تقود ھذه النتيجة الباحث إلى استنتاج أنه يوجد أثر ذو داللة إحصائية عند مستوى )‪ (α = 0.05‬للعدالة التنظيمية‬ ‫بأبعادھا )عدالة التوزيعات وعدالة اإلجراءات وعدالة التعامالت وعدالة المعلومات والعدالة الشخصية( في االلتزام‬ ‫الوظيفي بأبعاده الثالثة )االلتزام العاطفي وااللتزام المعياري وااللتزام االستمراري( في الوزارات األردنية‪.‬‬ ‫الجدول )‪ :(56‬تحليل التباين )‪ (ANOVA‬في نموذج أثر العدالة التنظيمية في االلتزام الوظيفي‬ ‫الدّا ّل اإلحصائي )‪ (F‬االحتمال‬ ‫درجة الح ّريّة المربع‬ ‫مجموع‬ ‫النموذج‬ ‫المتوسط‬ ‫المربّعات‬ ‫‪0.000‬‬ ‫‪203.683‬‬ ‫‪12888.930‬‬ ‫‪1‬‬ ‫االنحدار ‪12888.930‬‬ ‫‪1‬‬ ‫المتبقّي‬

‫‪24046.107‬‬

‫‪380‬‬

‫الكلّ ّي‬

‫‪36935.037‬‬

‫‪381‬‬

‫‪63.279‬‬

‫تدعم نتائج تحليل االرتباط‪ ،‬وھي جزء من نتائج ُمل ّخص نموذج أثر العدالة التنظيمية في االلتزام الوظيفي ال ُمدرجة في‬ ‫الجدول )‪ ،(57‬نتائج فحص التباين )الجدول ‪ ،(56‬وتدل ھذه النتائج على وجود عالقة موجبة متوسطة القوة وذات‬ ‫داللة إحصائية بين العدالة التنظيمية وااللتزام الوظيفي‪ ،‬حيث أن قيمة معامل االرتباط )‪ (R‬ھي )‪ .(0.591‬ھذا وتبين‬ ‫نتائج تحليل االرتباط األخرى أن قيمة معامل التحديد )‪ (R2‬للنموذج الذي يتنبأ بااللتزام الوظيفي من العدالة التنظيمية‬ ‫ھي )‪ ،(0.349‬وتعني ھذه القيمة أن متغيرالعدالة التنظيمية وحده يفسّر )‪ (%34.9‬من التباينات في االلتزام الوظيفي‬ ‫عند موظفي الوزارات األردنية‪.‬‬ ‫‪260‬‬

‫‪Journal of Social Sciences (COES&RJ-JSS), 8(2), pp.230-269‬‬

‫الجدول )‪ُ :(57‬م ّ‬ ‫لخص نموذج أثر العدالة التنظيمية في االلتزام الوظيفي‬ ‫معامل االرتباط )‪(R‬‬ ‫‪0.591‬‬ ‫معامل التحديد )‪(R2‬‬ ‫‪0.349‬‬ ‫معامل التحديد المعدل‬ ‫‪0.347‬‬ ‫يعرض الجدول )‪ (58‬قيم معامالت نموذج االنحدار الخطي )ميل المتغير المستقل( الذي يمثل ويُك ّمم أثر العدالة‬ ‫التنظيمية في االلتزام الوظيفي في الوزارات األردنية‪ .‬تستخدم ھذه المعامالت في صياغة معادلة ھذا النموذج‪ ،‬وبناء‬ ‫على ھذه النتائج فإن معادلة النموذج غير القياسية ھي‪:‬‬ ‫االلتزام الوظيفي عند الموظف = ‪ * 0.423 + 21.897‬العدالة التنظيمية‬ ‫أما المعادلة القياسية فھي‪ :‬االلتزام الوظيفي عند الموظف = ‪ * 0.591‬العدالة التنظيمية‬ ‫النموذج‬

‫الجدول )‪ُ :(58‬معا ِمالت نموذج أثر العدالة التنظيمية في االلتزام الوظيفي‬ ‫ال ُمعا ِمالت‬ ‫ال ُمعا ِمالت غير القياسية‬ ‫تاء )‪(t‬‬ ‫القياسية‬ ‫الخطأ‬ ‫ال ُمعا ِمل )‪(β‬‬ ‫ال ُمعا ِمل )‪(B‬‬ ‫القياسي‬

‫‪ 1‬الثابت )القاطع‬ ‫صادي(‬ ‫ال ّ‬

‫‪21.897‬‬

‫‪1.648‬‬

‫‪13.29‬‬ ‫‪1‬‬

‫االحتمال )‪(p‬‬

‫‪0.000‬‬

‫العدالة التنظيمية‬ ‫‪14.27‬‬ ‫‪0.591‬‬ ‫‪0.030‬‬ ‫‪0.423‬‬ ‫‪2‬‬ ‫من الجدير بالذكر أن نموذج االنحدار الخطي السابق عرّف العدالة التنظيمية بمجموع إفادات أفراد عينة الدراسة على‬ ‫كل جمل أبعاد العدالة التنظيمية األربعة‪ ،‬وھي عدالة التوزيعات وعدالة اإلجراءات وعدالة التعامالت وعدالة‬ ‫المعلومات والعدالة الشخصية‪ .‬ولتحديد األثر الفردي لكل بعد من أبعاد العدالة التنظيمية المدروسة في االلتزام الوظيفي‬ ‫عند موظفي الوزارات األردنية وتقدير قدرة ھذه المتغيرات مجتمعة على التنبؤ بااللتزام الوظيفي‪ ،‬طبّق الباحث تحليل‬ ‫االنحدار الخطّ ّي المتع ّدد‪ ،‬وتَكوﱠنَ ھذا النموذج من متغير تابع واحد‪ ،‬ھو االلتزام الوظيفي‪ ،‬وأربعة متغيرات مستقلة‪ ،‬ھي‬ ‫ُ‬ ‫المتغيرات إلى النموذج‬ ‫عدالة التوزيعات وعدالة اإلجراءات وعدالة المعلومات والعدالة الشخصية‪ .‬وأُدخلت ھذه‬ ‫بالطريقة التدريجية )‪ .(Stepwise Method‬وتناقش الفقرات التالية أھم النتائج‪ .‬يوضح الجدول )‪ (59‬أن طريقة‬ ‫إدخال أبعاد العدالة التنظيمية إلى نماذج االنحدار المتعدد كمتغيرات مستقلة كانت الطريقة المتدرجة‬ ‫)‪ ،(StepwiseMethod‬ويبيّن ھذا الجدول أسس إدخال وحذف المتغيرات المستقلة من النماذج‪ .‬ويتضّح أن نموذج‬ ‫االنحدار األول كان نموذج انحدار بسيط تكوّن من متغير مستقل واحد‪ ،‬ھو عدالة المعلومات‪ ،‬وبُني النموذج الثاني –‬ ‫وكان نموذج انحدار متعدد – من النموذج األول بعد إضافة العدالة الشخصية إليه كمتغير مستقل ثان‪ ،‬وبُني النموذج‬ ‫الثالث – وكان نموذج انحدار متعدد أيضا – من النموذج الثاني بعد إضافة العدالة التوزيعية إليه كمتغير مستقل ثالث‪.‬‬ ‫يكشف ھذا الجدول كذلك عن أن عدالة اإلجراءات لم تدخل في أي نموذج من ھذه النماذج الثالثة‪ ،‬وسبب ذلك أن أثرھا‬ ‫في االلتزام الوظيفي لم يكن ذا داللة إحصائية‪.‬‬ ‫الجدول )‪ :(59‬متغيرات نموذج االنحدار المتعدد المستقلة وأسس اإلدراج والحذف‬ ‫المتغيرات المستقلة للنموذج‬ ‫مقياس اإلدراج أو الطرح‬ ‫النموذج‬ ‫المطروحة‬ ‫المدرجة‬ ‫‪0.000‬‬

‫‪1‬‬

‫عدالة المعلومات‬

‫‪2‬‬

‫العدالة الشخصية‬

‫عدالة اإلجراءات‬

‫ طريقة إدخال المتغيرات الطريقة التدرّجية‬‫‪ -‬احتمال )‪ (F‬لإلدراج ≥ ‪0.50‬‬

‫العدالة التوزيعية‬

‫‪3‬‬ ‫ھذا وتوضح النتائج الواردة في الجدول )‪ (60‬أن قيمة االحتمال )‪ (p‬كانت )‪ (0.000‬لكل نموذج من نماذج االنحدار‬ ‫الخطّ ّي الثالثة‪ .‬وحيث أن ھذه القيمة أق ّل من مستوى الداللة المعنوية )‪ (α = 0.05‬يرفض الباحث الفرضيات العدمية‬ ‫المرتبطة بالنماذج الثالثة‪ ،‬ويقبل الفرضيات البديلة‪ ،‬ويستنتج أن ھناك أثرا ذا داللةإحصائية عند مستوى الداللة‬ ‫)‪ (0.05‬في االلتزام الوظيفي عند موظفي الوزارات األردنية لكل من )‪ (1‬عدالة المعلومات منفردة‪ ،‬و )‪ (2‬عدالة‬ ‫المعلومات والعدالة الشخصية معا‪ ،‬و )‪ (3‬عدالة المعلومات والعدالة الشخصية والعدالة التوزيعية مجتمعة‪.‬‬ ‫‪261‬‬

‫‪The Influence of Organizational Justice on Job Commitment in the Jordanian Ministries‬‬ ‫الجدول )‪ :(60‬تحليل التباين )‪ (ANOVA‬في نموذج أثر أبعاد العدالة التنظيمية في االلتزام الوظيفي‬ ‫االحتمال‬ ‫النموذج‬ ‫مجموع المربّعات درجة الح ّريّة المربع المتوسط الدّا ّل اإلحصائي )‪(F‬‬ ‫المتغير التابع‪ :‬االلتزام الوظيفي ‪ -‬المتغير المستقل‪ :‬عدالة المعلومات‬ ‫‪1‬‬

‫االنحدار‬

‫‪10930.489‬‬

‫‪1‬‬

‫‪10930.489‬‬

‫المتبقّي‬

‫‪26004.548‬‬

‫‪380‬‬

‫‪68.433‬‬

‫‪0.000‬‬

‫‪159.725‬‬

‫الكلّ ّي‬ ‫المتغير التابع‪ :‬االلتزام الوظيفي‪ -‬المتغيرات المستقلة‪ :‬عدالة المعلومات‪ ،‬والعدالة الشخصية‬ ‫‪2‬‬

‫‪36935.037‬‬

‫‪381‬‬

‫االنحدار‬

‫‪12599.264‬‬

‫‪2‬‬

‫‪6299.632‬‬

‫المتبقّي‬

‫‪24335.773‬‬

‫‪379‬‬

‫‪64.210‬‬

‫الكلّ ّي‬

‫‪36935.037‬‬

‫‪381‬‬

‫‪0.000‬‬

‫‪98.109‬‬

‫المتغير التابع‪ :‬االلتزام الوظيفي‪ -‬المتغيرات المستقلة‪ :‬عدالة المعلومات‪ ،‬والعدالة الشخصية‪،‬‬ ‫والعدالة التوزيعية‬ ‫‪68.871‬‬ ‫‪4351.169‬‬ ‫‪3‬‬ ‫االنحدار ‪13053.507‬‬ ‫‪3‬‬ ‫المتبقّي‬

‫‪23881.530‬‬

‫‪378‬‬

‫‪0.000‬‬

‫‪63.179‬‬

‫الكلّ ّي‬ ‫تدعم نتائج تحليل االرتباط‪ ،‬وھي جزء من نتائج ُمل ّخص نموذج آثار أبعاد العدالة التنظيمية في االلتزام الوظيفي‬ ‫ال ُمدرجة في الجدول )‪ ،(61‬نتائج فحص التباين )الجدول ‪ ،(60‬وتدل ھذه النتائج على وجود عالقات موجبة متوسطة‬ ‫القوة وذات داللة إحصائية بين االلتزام الوظيفي وكل من )‪ (1‬عدالة المعلومات )‪ ،(R = .544‬و )‪(2‬عدالة المعلومات‬ ‫والعدالة الشخصية معا )‪ ،(R = .584‬و )‪ (3‬عدالة المعلومات والعدالة الشخصية والعدالة التوزيعية معا )‪.(R = .594‬‬ ‫ھذا وتُبيّن نتائ ُج تحليل االرتباط األخرى )الجدول ‪ (61‬أن قيمة معامل التحديد )‪ (R2‬للنموذج الثالث ھي األعلى ) = ‪R2‬‬ ‫‪ ،(.353‬ما يعني أن أبعاد العدالة التنظيمية الثالثة عدالة المعلومات والعدالة الشخصية والعدالة التوزيعية مجتمعة لھا‬ ‫قدرة تنبؤية أعلى بااللتزام الوظيفي من أي بعد مستقل أو بعديْن معا؛ فالنموذج الثالث يفسّر )‪ (%35.3‬من التباينات‬ ‫ُ‬ ‫الباحث النموذج الثالث ألنه األقدر على‬ ‫بين أفراد عينة الدراسة في االلتزام الوظيفي‪ .‬وبناء على ھذه النتيجة يعتم ُد‬ ‫التنبؤ بااللتزام الوظيفي عند موظفي الوزارات األردنية من أي نموذج آخر‪.‬‬ ‫‪36935.037‬‬

‫‪381‬‬

‫الجدول )‪ُ :(61‬م ّ‬ ‫لخص نماذج آثار أبعاد العدالة التنظيمية في االلتزام الوظيفي‬ ‫النموذج‬

‫*‬

‫النموذج )‪(1‬‬

‫**‬

‫النموذج )‪(2‬‬

‫***‬

‫النموذج )‪(3‬‬

‫معامل االرتباط )‪(R‬‬

‫‪0.544‬‬

‫‪0.584‬‬

‫‪0.594‬‬

‫معامل التحديد )‪(R2‬‬

‫‪0.296‬‬

‫‪0.341‬‬

‫‪0.353‬‬

‫معامل التحديد المعدل‬

‫‪0.294‬‬

‫‪0.338‬‬

‫‪0.348‬‬

‫* المتغير التابع‪ :‬االلتزام الوظيفي؛ المتغير المستقل‪ :‬عدالة المعلومات‪.‬‬ ‫** المتغير التابع‪ :‬االلتزام الوظيفي؛ المتغيرات المستقلة‪ :‬عدالة المعلومات‪ ،‬والعدالة الشخصية‪..‬‬ ‫*** المتغير التابع‪ :‬االلتزام الوظيفي؛ المتغيرات المستقلة‪ :‬عدالة المعلومات‪ ،‬والعدالة الشخصية‪ ،‬والعدالة التوزيعية‪.‬‬ ‫يوجز الجدول )‪ (62‬قيم المعامالت )الميول والقواطع الصّاديّة( لنماذج االنحدار الخطي الثالثة قيد الدراسة التي تتنبأ‬ ‫بااللتزام الوظيفي عند الموظفين في الوزارات األردنية مستخدمة أبعاد العدالة التنظيمية كمتغيرات مستقلة‪ .‬تُفيد ھذه‬ ‫المعامالت في صياغة معادالت كل نموذج من ھذه النماذج‪ ،‬وبناء على ھذه النتائج فإن معادلة النموذج الثالث غير‬ ‫القياسية ھي‪:‬‬ ‫االلتزام الوظيفي = ‪ * 0.684 + 20.471‬عدالة المعلومات ‪ * 0.679 +‬العدالة الشخصية ‪ * 0.359 +‬العدالة‬ ‫التوزيعية‬ ‫أما المعادلة القياسية فھي‪:‬‬ ‫‪262‬‬

‫‪Journal of Social Sciences (COES&RJ-JSS), 8(2), pp.230-269‬‬

‫االلتزام الوظيفي = ‪ * 0.327‬عدالة المعلومات ‪ * 0.252 +‬العدالة الشخصية ‪ * 0.126 +‬العدالة التوزيعية‬ ‫الجدول )‪ُ :(62‬معا ِمالت نماذج آثار أبعاد العدالة التنظيمية في االلتزام الوظيفي‬ ‫ال ُمعا ِمالت‬ ‫االحتمال )‪(p‬‬ ‫تاء )‪(t‬‬ ‫ال ُمعا ِمالت غير القياسية‬ ‫النموذج‬ ‫القياسية‬ ‫الخطأ‬ ‫ال ُمعا ِمل )‪(β‬‬ ‫ال ُمعا ِمل )‪(B‬‬ ‫القياسي‬ ‫‪ 1‬الثابت )القاطع‬ ‫‪20.18‬‬ ‫‪0.000‬‬ ‫‪1.387‬‬ ‫‪27.991‬‬ ‫صادي(‬ ‫ال ّ‬ ‫‪6‬‬ ‫المعلومات‬ ‫عدالة‬ ‫‪12.63‬‬ ‫‪0.544‬‬ ‫‪0.090‬‬ ‫‪1.138‬‬ ‫‪0.000‬‬ ‫‪8‬‬ ‫‪ 2‬الثابت )القاطع‬ ‫‪12.77‬‬ ‫‪0.000‬‬ ‫‪1.746‬‬ ‫‪22.304‬‬ ‫صادي(‬ ‫ال ّ‬ ‫‪3‬‬ ‫المعلومات‬ ‫عدالة‬ ‫‪0.000‬‬ ‫‪6.870‬‬ ‫‪0.370‬‬ ‫‪0.113‬‬ ‫‪0.774‬‬ ‫العدالة الشخصية‬ ‫‪0.000‬‬ ‫‪5.098‬‬ ‫‪0.275‬‬ ‫‪0.145‬‬ ‫‪0.739‬‬ ‫‪3‬‬

‫الثابت )القاطع‬ ‫صادي(‬ ‫ال ّ‬ ‫عدالة المعلومات‬

‫‪20.471‬‬

‫‪1.862‬‬

‫‪0.684‬‬

‫‪0.117‬‬

‫‪0.327‬‬

‫العدالة الشخصية‬

‫‪0.679‬‬

‫‪0.146‬‬

‫‪0.252‬‬

‫‪4.663‬‬

‫العدالة التوزيعية‬

‫‪0.359‬‬

‫‪0.134‬‬

‫‪0.126‬‬

‫‪2.681‬‬

‫‪10.99‬‬ ‫‪4‬‬

‫‪0.000‬‬

‫‪5.857‬‬

‫‪0.000‬‬ ‫‪0.000‬‬ ‫‪0.008‬‬

‫للتنويه مرة اخرى‪ ،‬يمكن استخدام معادلة االنحدار الخطّ ّي غير القياسية للتنبؤ بمجموع نقاط موظف الوزارة األردنية‬ ‫على مقياس االلتزام الوظيفي إذا كان مجموع إفادات ھذا الموظف على مقياس العدالة التنظيمية معلوما‪ .‬وتُستخدم‬ ‫المعادلةُ القياسية في المقارنات بين الدراسات المماثلة التي تختلف عن الدراسة الحالية في فترة الدراسة أو الوزارات‬ ‫المدروسة أو عدد أفراد العينة أو مستوى الداللة المعنوية )اإلحصائية( ال ُمطبّق‪.‬‬ ‫‪ .5‬مناقشة النتائج والتوصيات‬ ‫‪ 5.1‬تمھيد‬ ‫في ھذا البحث سوف يناقش الباحث نتائج اختبار التحليل اإلحصائي‪ ،‬ثم يقدم التوصيات والمحددات البحثية واإلسھامات‬ ‫العملية التي توصل إليھا ومن ثم يقدم توصيات لالبحاث المستقبلية‪.‬‬ ‫‪ 5.2‬مناقشة النتائج‬ ‫سيقوم الباحث في ھذا الباب بمناقشة نتائج دراسته مع الدراسات السابقةمن حيث الموافقة واإلختالف من خالل مناقشة‬ ‫مستويات العدالة التنظيمية واإللتزام الوظيفي‪ ،‬باالضافة لمناقشة نتائج دراسة األبعاد المنفصلة للعدالة التنظيمية وبيان‬ ‫الفروقات ومقدار تأثيرھا في أبعاد اإللتزام الوظيفي‪.‬‬ ‫‪ 5.2.1‬مناقشة نتائج اإلحصاء الوصفي‬ ‫كشفت نتائج التحليل الوصفي عن وجود مستوى منخفض لعدالة التوزيعات في الوزارات األردنية المدروسة حيث‬ ‫كانت البعد األقل مستوى من بين أبعاد العدالة التنظيمية وقد يعزى السبب الى وجود خلل في جانبين من جوانب عدالة‬ ‫التوزيعات وھما أوأل‪ ،‬نظام المكافآءات مقابل ما يقوم به الموظف من إنجازات إضافية داخل الوزاراة‪ ،‬وثانيا مسألة‬ ‫ضعف تناسب الدخول الشھرية للموظفين مع مؤھالتھم العلمية وخبراتھم في العمل كانت قليلية جدا ايضا حيث تتوافق‬ ‫ھذه النتائج مع دراسة )أبو حسين‪ (2017،‬التي أوصت بمراعاة العدالة التوزيعية بأنظمة األجور والحوافز المالية‬ ‫وغير المالية والترقيات اعتمادا على مبدأ الكفاءة والجدارة ومستوى األداء‪ ،‬ودراسة )‪ (Srivastava,2015‬الذي‬ ‫ابرزت نتائج دراسته التي قام بھا بفحص ومقارنة آثار أبعاد مختلفة من أبعاد العدالة التنظيمية في النواتج ال ُمرتبطة‬ ‫بالعمل‪ ،‬خاصة االلتزام التنظيمي‪ ،‬في أوساط مختصّي الرعاية الصحية في مستشفيات القطاع الحكومي في الھند‪ ،‬ان‬ ‫بعد عدالة التوزيعات كان ھو األضعف بين باقي أبعاد العدالة األخرى وھنالك حاجة ماسة لمراعاته ‪ .‬ولم تتفق الدراسة‬ ‫الحالية مع دراسة )‪ (Diab, 2015‬والتي ھدفت إلى تحديد أثر العدالة التنظيمية في رضا الموظفين وأدائھم في‬ ‫مستشفيات وزارة الصحة في ع ّمان التي وجدت ان عدالة التوزيعات ھي البعد ذا المستوى األعلى من بين جميع األبعاد‬ ‫التي تمت دراستھا‪ .‬ولقد أسفرت النتائج عن وجود مستوى منخفض للعدالة اإلجرائية داخل الوزارات‬ ‫األردنيةالمدروسة وھذا يتوافق مع دراسة )‪ (Chou et al., 2013‬و دراسة ) ‪Salajeghea & Asgharpour,‬‬ ‫‪ .(2014‬حيث نوه الباحثان أن المنظمات التي تتجاھل عدالة اإلجراءات تعرض نفسھا لخطرعدم االمتثال للقواعد‬ ‫واإلجراءات في المنظمة ‪ ،‬وفي بعض الحاالت ‪ ،‬انخفاض الرضا الوظيفي‪ .‬وتوافقت الدراسة مع دراسة‬ ‫)القھيوي‪ (2015،‬والتي ھدف بھا للتعرف على مستوى إدراك العاملين للعدالة التنظيمية وأبعادھا في شركات البوتاس‬ ‫‪263‬‬

‫‪The Influence of Organizational Justice on Job Commitment in the Jordanian Ministries‬‬

‫‪-1‬‬ ‫‪-2‬‬

‫‪-3‬‬

‫‪-4‬‬ ‫‪-5‬‬ ‫‪-6‬‬

‫األردنية‪ ،‬حيث وجدت دراسته ان ھنالك مستوى منخفض من العدالة اإلجرائيةحيث قام الباحث بتقديم عدد من‬ ‫التوصيات بھذا الشأن ومنھا إعطاء الموظفيين الفرصة للمشاركة في عملية صنع القرارات اإلدارية خصوصا تلك‬ ‫القرارات التي تمس عملھم مشكل مباشر حيث ان عملية التمكين ھذا اذا ما تم تطبيقھا سوف تنعكس بشكل ايجابي على‬ ‫أداء المھام المطلوبة منھم‪ .‬ولم تتوافق النتائج الحالية مع دراسة )دراوشة‪ (2017،‬التي ھدفت فيھا إلى الكشف عن‬ ‫تقدير درجة ممارسة العدالة التنظيمية وعالقتھا بالثقة التنظيمية ‪ ،‬وتبين أنمستوٮعدالة االجراءات أعلى من غيرھا من‬ ‫باقي أبعاد العدالة‪ ،‬واسندت الباحثة ھذه النتيجة إلى شعور العاملين بالعدالة في توفير المعلومات لجميع العاملين دون‬ ‫استثناء حيث تقوم اإلدارة بتوضيح القرارات اإلدارية للعاملين بوسائل تكنولوجية‪ ،‬وقد تعزى ھذه النتيجة إلى تطبيق‬ ‫إدارة الجامعة للقانون‪ ،‬والكفاءة اإلدارية والمھنية العالية التي يتمتع بھا أعضاء ھيئة التدريس في جامعاتھم‪ .‬وجدت‬ ‫الدراسة أن بُعد العدالة الشخصية كان البعد ذو المستوى األعلى بين باقي أبعاد العدالة التنظيمية داخل الوزارات‬ ‫المدروسة وھذه النتائج توافقت مع دراسة )‪ (Ledimo, 2015‬ودراسة )‪ (Srivastava, 2015‬اللتان وجدتا أن بُعد‬ ‫العدالة الشخصة ذا المستوى األعلى في المنظمات المدروسة من باقي أبعاد العدالة التنظيمية‪.‬‬ ‫كشفت نتائج التحليل عن وجود مستوى متوسط لعدالة التعامالت )‪ (Overall Interactional Justice‬في الوزارات‬ ‫األردنية المدروسة حيث كانت ذات أثر دال إحصائيا في اإللتزام الوظيفي بجميع أبعاده‪ ،‬وھذا يتوافق مع دراسة‬ ‫)‪ (Chou et al., 2013‬التي قام الباحثيين فيھا بإسناد ھذه النتيجة لطبيعة البيئة التنظيمية وثقافة األفراد – الموظفين‬ ‫الحكوميين ‪ -‬في دائرة الضريبة التايوانية‪ ،‬حيث يھتم األفراد ھنالك في السلوكيات والقرارات المتعلقة بعدالة التعامالت‬ ‫والعدالة التوزيعية أكثر من أي نوع عدالة أخر‪ .‬وتوافقت الدراسة الحالية معدراسة ) ‪Salajeghea & Asgharpour,‬‬ ‫‪ (2014‬التي أظھرت نتائج تحليل االرتباط أللذان قاما به بأن عالقات االلتزام الوظيفي عند الموظفين الحكوميين في‬ ‫دائرة ضريبة محافظة كيرمان في إيران مع أبعاد العدالة التنظيمية المدروسة )العدالة التوزيعية‪ ،‬وعدالة اإلجراءات‪،‬‬ ‫وعدالة التعامالت(‪ ،‬حيث استنتج الباحثان من خالل النتائج أنه يمكن تحقيق مستويات التزام وظيفي مرتفعة في‬ ‫مؤسسات القطاع الحكومي بواسطة تحقيق العدالة التظيمية‪ ،‬خاصة عدالة المعامالت‪ ،‬وتكريسھا بأكبر قدر ممكن‪ .‬تبين‬ ‫ان مستويات عدالة المعلومات في الوزارات األردنية المدروسة ھي درجة متوسطة‪ ،‬وأعزى الباحث السبب في ذلك أن‬ ‫البيانات والمعلومات المتعلقة بالعمل في الوزارات األردنية المدروسة تُوثق وتُنشر وتُعمم بطريقة عمليًة‪ ،‬حيث وافق‬ ‫على ذلك أكث ُر الموظفين من أفرا ِد عينة الدراسة‪.‬وھنا يتفق الباحث مع أراء الباحثين )‪ (Chou et al., 2013‬في أن‬ ‫الفشل في تعزيز العدالة في أي منظمة قد ينتج عنه سلوكيات صريحة قد تؤدي إلى نقص الرغبة في مشاركة‬ ‫المعلومات والمعرفة الھامة داخل المنظمة مما يؤدي إلى تدھور األداء فيھا‪.‬‬ ‫‪ 5.2.2‬أثر العدالة التنظيمية في اإللتزام الوظيفي‬ ‫ھدفت ھذه الدراسة لبيان أثر العدالة التنظيمية في اإللتزام الوظيفي في الوزارات األردنية باإلضافة الى دراسة تأثير‬ ‫كل بعد من أبعاد العدالة التنظيمية في أبعاد اإللتزام الوظيفي في الوزارات األردنية‪ ،‬ومن خالل التحليل وجد الباحث ان‬ ‫للعدالة التنظيمية عالقة موجبة متوسطة القوة وذات داللة إحصائية في االلتزام الوظيفي وھذا يتوافق مع دراسات‬ ‫)‪.(Salajeghea & Asgharpour ,2014 ; Chou et al., 2013; Mukherjee et al. ,2016‬‬ ‫‪ 5.2.3‬أثر أبعاد العدالة التنظيمية في أبعاد اإللتزام الوظيفي‬ ‫تبين ان عدالة التوزيعات كانت ذات داللة إحصائية في كل من أبعاد اإللتزام الوظيفي ما عدا اإللتزام اإلستمراري‬ ‫وحيث أن نتنائج تحليل التباين كشفت عن عدم وجود أثر ذي داللةإحصائية عند مستوى الداللة )‪ (0.05‬له أي –‬ ‫اإللتزام اإلستمراري –وھذا ما يدعو الى ضرورة دراسة أبعاد العدالة التنظيمية في أبعاد اإللتزام الوظيفي بشكل أكبر‪.‬‬ ‫َ‬ ‫ظھر أن العدالة اإلجرائية كان تأثيرھا غير دال إحصائيا ومثبط عندما تم فحصھا مع باقي أبعاد العدالة وھذا يتوافق مع‬ ‫دراسة )‪ (Chou et al., 2013‬و دراسة )‪ (Salajeghea & Asgharpour, 2014‬الذي كشفت نتائج تحليل العامل‬ ‫التوكيدي )‪ (Confirmatory Factor Analysis‬لديھما عن أن عدالة اإلجراءات ليس لھا أث ٌر دا ﱞل إحصائيا في‬ ‫االلتزام الوظيفي‪ .‬ولكن تبين أنھا – العدالة اإلجرائية‪ -‬كانت دالة إحصائيا عند دراستھا منفردة في كل بعد من أبعاد‬ ‫اإللتزام الوظيفي منفردة في ھذه الدراسة‪.‬‬ ‫تبين ان لعدالة التعامالت أثر موجب ودال إحصائيا في جميع ابعاد اإللتزام الوظيفي‪ ،‬حيث كان أقواھا عالقة عدالة‬ ‫التعامالت مع اإللتزام وھذا يتوافق مع دراسة )‪ ،(Chou et al., 2013‬ودراسة ) ‪Salajeghea & Asgharpour,‬‬ ‫‪ ،(2014‬التي وجدت ان عدالة التعامالت ھي األقوى تأثير بين باقي أبعاد العدالة التنظيمية األخرى في اإللتزام‬ ‫الوظيفي‪.‬‬ ‫أظھرت النتائج ان لعدالة المعلومات أثر موجب متوسط القوة في كل من اإللتزام العاطفي والمعياري ولكنھا كانت ذات‬ ‫داللة موجبة وضعيفة في بعد اإللتزام المعياري في الوزارات المدروسة‪.‬‬ ‫وجدت الدراسة أن لبعد العدالة الشخصية أثر موجب دال إحصائيا في جميع أبعاد اإللتزام الوظيفي وكان أضعفھا أثرھا‬ ‫مع اإللتزام اإلستمراري‪.‬‬ ‫تبين أن ھناك أثرا ذا داللة إحصائية عند مستوى الداللة )‪ (0.05‬في االلتزام الوظيفي عند موظفي الوزارات األردنية‬ ‫المدروسة لكل من )‪ (1‬عدالة المعلومات منفردة‪ ،‬و )‪ (2‬عدالة المعلومات والعدالة الشخصية معا‪ ،‬و)‪ (3‬عدالة‬ ‫‪264‬‬

‫‪Journal of Social Sciences (COES&RJ-JSS), 8(2), pp.230-269‬‬

‫المعلومات والعدالة الشخصية والعدالة التوزيعية مجتمعة‪ .‬يعني أن أبعاد العدالة التنظيمية الثالثة عدالة المعلومات‬ ‫والعدالة الشخصية والعدالة التوزيعية مجتمعة لھا أقوى تأثير بااللتزام الوظيفي من أي بعد مستقل أو بعديْن معا من‬ ‫العدالة التنظيمية‪ ،‬وان لھم أكبر قدرة تنبؤية في اإللتزام الوظيفي‪.‬‬ ‫‪ 5.3‬التوصيات‬ ‫بعد ان تمت مناقشة النتائج يقدم الباحث بعض التوصيات التي قد تفيد الوزارات األردنية‪:‬‬ ‫‪ -1‬ضرورة تنمية مستويات العدالة التنظيمية وخاصة عدالة التوزيعات والتركيز على أھمية توافق دخل الموظف مع‬ ‫مستواه األكاديمي وخبرته العملية‪.‬‬ ‫‪ -2‬تحسين نظام المكافاءات في الوزارات األردنية لما لھا من أثر كبير في ارتفاع مستوى إحساس الموظفين بالعدالة‪.‬‬ ‫‪ -3‬اإلھتمام بدعم الموظفين وإعطائھم حوافز مادية وغير مادية خاصة عند قيامھم بأعمال إضافية داخل الوزارة‪.‬‬ ‫‪ -4‬إطالع الموظفين بشكل أكبر على القرارات ذات العالقة بعمله مباشرة وخاصة قبل إتخاذھا لما لھا من أثر إيجابي على‬ ‫إلتزامه الوظيفي‪.‬‬ ‫‪ 5.4‬اإلسھامات العملية للدراسة‬ ‫ان دراسة اُثر العدالة التنظيمية في اإللتزام الوظيفي في الوزارات األردنية لھا العديد من اإلسھامات العملية التي قد تفيد‬ ‫الوزارات والذي بدوره قد يفيد القطاع العام في المملكة بشكل خاص ويتم ذلك من خالل زيادة إدراكھم لمفھوم العدالة‬ ‫التنظيمية والتركيز عليھا وجعلھا أولوية في المقام األول ومعرفة العوامل التي تتأثر بھا والعوامل التي تؤثر بھا‪ ،‬ألنه‬ ‫كمحصلة لذلك سوف ينعكس ھذا على إلتزامھم الوظيفي الذي بدوره سوف يزيد من كفاءة وأداء المنظمة ككل‪ .‬وعند‬ ‫قيام الوزارات بتوسيع معرفتھا حول العوامل المؤثرة في العدالة التنظيمية واإللتزام الوظيفي فيمكنھم ذلك من إزالة او‬ ‫التقليل من تلك العوامل التي تؤثر سلبا على عملية تطبيق مفھوم العدالة التنظيمية مستقبال‪ .‬وكما وجدت دراسة ) ‪Chou‬‬ ‫‪ (et al., 2013‬ان العدالة التنظيمية ھي من أكثر العوامل التنظيمية تأثيرا في اإللتزام الوظيفي وأن غياب العدالة‬ ‫المدركة من قبل الموظفين سيؤدي الى تقليل مستوى اإللتزام واألداء الوظيفي لھم والذي ينعكس بشكل سلبي على‬ ‫المنظمة ككل‪ .‬باإلضافة الى دراسة )‪ (Mukherjee et al. ,2016‬التي وجدت أن اإللتزام الوظيفي يزيد وينقص تبعا‬ ‫لمستويات العدالة التنظيمية‪ .‬ولذلك فأنه من الحكمة للوزارات األردنية واي تنظيم ان يراعي مستويات العدالة فيھا‪.‬‬ ‫‪ 5.5‬محددات الدراسة‬ ‫تمثلت محددات الدراسة ان ھنالك عدد قليل جدا من الدراسات التي درست اإللتزام الوظيفي وھذا قد خلق لبس في‬ ‫التفريق بين اإللتزام التنظيمي واإللتزام الوظيفي‪ .‬باإلضافة إلى قلة الدراسات التي درست العدالة التنظيمية مع اإللتزام‬ ‫ب المنشور‬ ‫الوظيفي في منظمات القطاع العام‪ .‬وتمثلت مسألة محدوديةُ وقصور تغطي ِة أبعا ِد العدال ِة التنظيمي ِة في األد ِ‬ ‫حتى األن إحدى محددات ھذه الدراسة أيضا ؛ فكما تم التنويه في مشكلة الدراسة الحالية‪ ،‬فل ْم تت ﱠم دراسةُ كل أبعاد العدالة‬ ‫التنظيمية في الدراسة الواحدة إال نادرا‪ ،‬وھي قضيةٌ انتبه إليھا عدد قليل من الباحثين‪ ،‬ومنھم نِكلِن وآخرون ) ‪Nicklin‬‬ ‫‪ (et al., 2014‬وسريفاستافا )‪ (Srivastava, 2015‬لھذا فأن الدراسة الحالية توفر فھم أفضل لھذان المتغيران‪.‬‬ ‫باإلضافة إلى عدم وجود مقياس خاص باإللتزام الوظيفي يمكن اإلعتماد عليه بدال من صياغة مقياس اإللتزام التنظيمي‬ ‫بشكل يتناسب مع اإللتزام الوظيفي‪.‬‬ ‫‪ 5.6‬توصيات لالبحاث المستقبلية‬ ‫‪ -1‬ضرورة إجراء أبحاث بصورة أكبر على اإللتزام الوظيفي وبيان الفرق بينه وبين أنواع اإللتزام األخرى مثل اإللتزام‬ ‫التنظيمي‪.‬‬ ‫‪ -2‬دراسة أبعاد العدالة منفردة وأبعاد اإللتزام الوظيفي في ظل وجود عوامل وسيطة مثل الرضا و اإلرتباط الوظيفي‪.‬‬ ‫‪ -3‬إجراء ھذا النوع من الدراسات في بيئات مختلفة لمعرفة مدى تأثير ھذه المتغيرات وطبيعة العالقات بينھا بشكل أكبر‪.‬‬ ‫تستقصي العوام َل المؤثرةَ في العدالة التنظيمية بشكل أكبر‪.‬‬ ‫‪ -4‬القيام بعمل دراسات التي‬ ‫ِ‬ ‫‪ -5‬باالستناد للدراسات السابقة مثل ) ‪Alananzeh et al., 2018; AlHarrasi & AL-Lozi, 2015, 2016; AlHrassi‬‬ ‫‪(et al., 2016; AL-Syaidh et al., 2016; Ammari et al., 2017 ; Altamony & Gharaibeh, 2017‬‬ ‫بحث كيفية تفعيل اساليب االدارة الحديثة من أجل تحقيق اإللتزام الوظيفي األمثل‪.‬‬ ‫أوال‪ :‬المراجع العربية‬ ‫أبو حسين‪ ،‬ا‪ .‬م‪ .‬م‪ .(2017) .‬أثر العدالة التنظيمية على الفاعلية التنظيمية في الشركات الصناعية المساھمة العامة األردنية‪.‬‬ ‫المجلة االردنية فى إدارة االعمال )االردن(‪ ،‬مج‪ ،13‬ع‪.349 - 331 ، 3‬‬ ‫دراوشة‪ ،‬نجوى )‪ ،(2017‬العدالة التنظيمية السائدة في الجامعات األردنية وعالقتھا بالثقة التنظيمية من وجھة نظر أعضاء‬ ‫ھيئة التدريس‪ .‬المجلة األردنية في العلوم التربوية‪.388-373 ،(3)13 ،‬‬ ‫القھيوي‪ ،‬ليث )‪ .(2015‬العدالة التنظيمية وتأثيرھا في تحسين كفاءة األداء في الشركات الصناعية‪ :‬دراسة حالة شركة‬ ‫البوتاس األردنية‪ .‬دراسات ‪ -‬العلوم اإلدارية )األردن(‪ ،‬مج‪ ،42‬ع‪.359 - 341 ، 1‬‬ ‫النعيمي‪ ،‬محمد )‪ ،(2011‬اإلحصاء التطبيقي‪ ،‬عمان‪ :‬دار وائل للنشر‪.‬‬ ‫‪265‬‬

The Influence of Organizational Justice on Job Commitment in the Jordanian Ministries ‫ المراجع األجنبية‬:‫ثانيا‬ References Alananzeh, O., Jawabreh, O., Al-Mahmoud, A., & Hamada, R. (2018). The Impact of Customer Relationship Management on Tourist Satisfaction: The Case of Radisson Blue Resort in Aqaba City. Journal of Environmental Management and Tourism, 2(26), 227240.

AlHarrasi, J., & AL-Lozi, M. (2015). The Role of Innovation Management and Technological Innovation on Organizational Effectiveness. 4th Scientific & Research Conference on New Trends in Business, Management and Social Sciences (COES&RJTK15/1), Istanbul, Turkey.

AlHarrasi, J., & AL-Lozi, M. (2016). The Role of Innovation Management and Technological Innovation on Organizational Effectiveness: A Theoretical Model. Journal of Social Sciences (COES&RJ-JSS), 5(1), 80-95.

AlHrassi, J., Al-Lozi, M., & Irtaimeh, H. (2016). The Impact of Management Innovation and Technological Innovation on Organizational Effectiveness: An Empirical Study from Managerial Staff Perspective in Sultan Qaboos University. Journal of Social Sciences (COES&RJ-JSS), 5(3), 309-339.

Almajali, D., Mansour, K., & Maqableh, M. (2016). The Impact of Electronic Supply Chain Management Usage on Firm’s Performance. International Journal of Communications, Network and System Sciences, 9(6), 280-293.

AL-Syaidh, N., Al- Lozi, M., & AlHarrasi, J. (2016). Transformational Leadership and its Role on the Effectiveness of Employees’ Behavior: A Theoretical Study. Journal of Business & Management (COES&RJ-JBM), 4(1), 14-35.

Altamony, H., & Gharaibeh, A. (2017). The Role of Academic Researcher to Mintzberg’s Managerial Roles. International Journal of Business Management and Economic Research, 8(2), 920-925.

Ammari, G., Alkurdi, B., Alshurideh, M., & Alrowwad, A. (2017). Investigating the Impact of Communication Satisfaction on Organizational Commitment: A Practical Approach to Increase Employees’ Loyalty. International Journal of Marketing Studies, 9(2), 113-133.

Beavers, A.S., Lounsbury, J.W., Richards, J.K., Huck, S.W., Skolits, G.J., & Esquivel, S.L. (2013). Practical Considerations for Using Exploratory Factor Analysis in Educational Research. Practical Assessment, Research & Evaluation, 18(6), 1-13.

Chou, T., Chou, S.T., Jiang, J.J., & Klein, G. (2013). The Organizational Citizenship Behavior of IS Personnel: Does Organizational Justice Matter? Information & Management, 50, 105-111.

266

Journal of Social Sciences (COES&RJ-JSS), 8(2), pp.230-269

Coetzee, M., Schreuder, D., & Tladinyane, R. (2014). Employees’ Work Engagement and Job Commitment: The Moderating Role of Career Anchors. Journal of Human Resource Management, 12(1), 1-12.

Costello, A.B., & Osborne, J.W. (2005). Best Practices in Exploratory Factor Analysis: Four Recommendations for Getting the most from your Analysis. Practical Assessment, Research and Evaluation, 10(7).

Cronbach, L. (1970). Essentials of Psychology Testing. Harper & Row, New York, USA. Diab, S.M. (2015). The Impact of Organizational Justice on Workers Performance and Job Satisfaction in the Ministry of Health Hospitals in Amman. International Business Research, 8(2), 187-197.

Field, A. (2005). Discovering Statistics Using SPSS. 2nd Edition, Sage, London.

Fornell, C., & Larcker, F. (1981). Evaluating Structural Equation Models with Unobservable Variables and Measurement Error. Journal of Marketing Research, 18(1), 39-50.

Hair, J.F., Black, B., Babin, B., Anderson, R.E., & Tatham, R.L. (2005). Multivariate Data Analysis. NJ: Prentice Hall.

Hinton, P.R., Brownlow, C., McMurray, I., & Cozens, B. (1980). SPSS Explained, Routledge, London.

Hinton, P.R., Brownlow, C., McMurvay, I., & Cozens, B. (2004). SPSS Explained, East Sussex, England: Routledge Inc. Kaiser, H.F. (1960). The Application of Electronic Computers to Factor Analysis.

Educational and Psychological Measurement, 20(1), 141-151.

Kaiser, H.F. (1974). An Index of Factorial Simplicity. Psychometrika, 39(1), 31-36.

Krejcie, R.V., & Morgan, D.W. (1970). Determining Sample Size for Research Activities.

Educational and Psychological Measurement, 30, 607-610.

Ledimo, O.M. (2015). An Exploratory Study of Factors Influencing Organizational Justice among Government Employees. The Journal of Applied Business Research, 31(4), 15491562.

McNeil, V.H., Cox, M.E., & Preda, M. (2005). Assessment of Chemical Water Types and their Spatial Variation Using Multi-Stage Cluster Analysis, Queensland, Australia. Journal of Hydrology, 310(1-4), 181-200.

Mowday, R.T., Porter, L.W., & Steers, R.M. (1982). Employee-Organization Linkage, The Psychology of Commitment Absenteeism, and Turn over, London: Academic Press Inc.

267

The Influence of Organizational Justice on Job Commitment in the Jordanian Ministries Mukherjee, S., Singh, A., & Mehrotra, S. (2016). Organizational Justice in relation to Competence, Commitment and Self Motivation. The International Journal of Indian Psychology, 3(2), 33-59.

Nicklin, J.M., McNall, L.A., Cerasoli, C.P., Strahan, S.R., & Cavanaugh, J.A. (2014). The Role of Overall Organizational Justice Perceptions within the Four-Dimensional Framework.

Social Justice Research, 27, 243-270.

Niehoff, B.P., & Moorman, R.H. (1993). Justice as a Mediator of the Relationship between Methods of Monitoring and Organizational Citizenship Behavior. Academy of Management Journal, 36(3), 527-556.

Nunnaly, J. (1978). Psychometric Theory. New York: McGraw-Hill.

Obeidat, O., Sweis, R., Zyod, D., & Alshurideh, M. (2012). The Effect of Perceived Service Quality on Customer Loyalty in Internet Service Providers in Jordan. Journal of Management Research, 4(4), 224-242.

Oludeyi, O.S. (2015). A Reviewof Literature on Work Environmentand Work Commitment: Implication for Future Research in Citadels of Learning. Journal of Human Resource Management, 18(2), 32-46.

Rai, G.S. (2013). Impact of Organizational Justice on Satisfaction, Commitment and Turnover Intention: Can Fair Treatment by Organizations make a Difference in their Workers’ Attitudes and Behaviors? International Journal of Human Sciences, 10(2), 260284.

Reichers, A.E. (1985). A Review and Conceptualization of Organizational Commitment.

Academy of Management Review, 10, 465-476.

Reimann, C., Filzmoser, P., Garrett, R.G. (2002). Factor Analysis Applied to Regional Geochemical Data: Problems and Possibilities. Applied Geochemistry, 17(3), 185-206.

Salajeghea, S., & Asgharpour, L. (2014). Studying the Relationship between Organizational Justice and Staff Job Commitment a Case Study of Kerman State Tax Administration Staff. Scientific Journal of Review, 3(8), 898-908.

Srivastava, U.R. (2015). Multiple Dimensions of Organizational Justice and Work-Related Outcomes among Health-Care Professionals. American Journal of Industrial and Business Management, 5, 666-685.

Tabachnick, B.G., & Fidell, L.S. (2007). Using Multivariate Statistics (5th ed.). Boston, MA: Allyn & Bacon.

Tarhini, A., Al-Badi, A., Almajali, M., & Alrabayaah, S. (2017). Factors Influencing Employees’ Intention to Use Cloud Computing. Journal of Management and Strategy, 8(2), 47.

268

Journal of Social Sciences (COES&RJ-JSS), 8(2), pp.230-269

Umoh, G.I., Amah, E., & Wokocha, I.H. (2014). Employee Benefits and Continuance Commitment in the Nigerian Manufacturing Industry. IOSR Journal of Business and Management, 16(2), 69-74.

Wu, M.L. (2008). The Practice of Multivariate Analysis. Taipei: Wu-Nan Book.

Yong, A.G., & Pearce, S. (2013). A Beginner’s Guide to Factor Analysis: Focusing on Exploratory Factor Analysis. Tutorials in Quantitative Methods for Psychology, 9(2), 7994.

Yusoff, M.S. (2011). Psychometric Properties of the Learning Approach Inventory: A Confirmatory Factor Analysis. Education in Medicine Journal, 3(2), 24-31.

Zhang, Y., Zhang, J., Lease, M., & Gwizdka, J. (2014). Multidimensional Relevance Modeling via Psychometrics and Crowdsourcing. Proceedings of the 37th International ACM SIGIR Conference on Research and Development in Information Retrieval, ACM SIGIR '14, 06-11 July 2014, pp. 435-444. Gold Coast, QLD, Australia.

269