Inventaire du modèle du climat psychologique compétitif et des comportements de citoyenneté organisationnelle

1. Résumé / Abstract

L’Inventaire du modèle du climat psychologique compétitif et des comportements de citoyenneté organisationnelle (en anglais, Competitive Psychological Climate and Organizational Citizenship Behavior–Model Inventory), élaboré par Bani-Melhem, Shamsudin, Abukhait et Al-Hawari (2023), constitue un instrument psychométrique conçu pour examiner comment la perception d’un climat organisationnel hautement compétitif influence les comportements discrétionnaires des employés dans les contextes de service. Dans les organisations contemporaines, et plus particulièrement dans l’industrie de l’hôtellerie et du tourisme, la mise en concurrence des salariés est couramment mobilisée comme levier d’optimisation de la performance. Toutefois, les recherches empiriques antérieures ont mis en lumière des effets paradoxaux : si l’émulation peut stimuler l’effort individuel, elle engendre également des frictions relationnelles destructrices. Pour dénouer ces contradictions, cet inventaire modélise les répercussions du climat psychologique compétitif sur deux cibles distinctes des comportements de citoyenneté organisationnelle (OCB) : les collègues de travail (OCB-CW) et les clients (OCB-C).

Le modèle intègre deux mécanismes théoriques fondamentaux. D’une part, en s’appuyant sur la théorie de la comparaison sociale, l’inventaire capture le rôle médiateur de la jalousie au travail, postulée comme une émotion négative suscitée par la comparaison ascendante et la rivalité pour l’obtention de récompenses limitées. D’autre part, en mobilisant la théorie de la cohérence de soi, l’instrument évalue comment l’estime de soi organisationnelle (Organization-Based Self-Esteem, OBSE) agit comme un modérateur protecteur capable d’atténuer les conséquences négatives de la jalousie sur les comportements prosociaux.

Initialement composé de 31 énoncés issus de travaux séminaux (Bettencourt & Brown, 1997 ; Fletcher et al., 2008 ; Han et al., 2020 ; Pierce et al., 1989), l’inventaire final a été affiné à 29 items répartis sur 5 sous-échelles après suppression de deux items présentant des saturations factorielles insuffisantes (OCBCW2 et OBSE2). Les items sont évalués au moyen d’une échelle de Likert en 5 points. Administré selon un protocole dyadique croisant les réponses des employés de contact et de leurs superviseurs directs au sein de complexes hôteliers aux Émirats arabes unis, l’instrument présente des qualités psychométriques exceptionnelles : une validité convergente attestée par des variances moyennes extraites (AVE) comprises entre 0,741 et 0,830, une validité discriminante rigoureusement établie, des coefficients de fiabilité composite (CR) s’échelonnant de 0,940 à 0,978, des indices alpha de Cronbach supérieurs à 0,70, et une excellente adéquation factorielle confirmatoire ($\chi^2/df = 1,163$, CFI = 0,987, RMSEA = 0,034).

2. Mots-clés / Keywords

Climat psychologique compétitif, comportements de citoyenneté organisationnelle, citoyenneté envers les clients, citoyenneté envers les collègues, jalousie au travail, estime de soi organisationnelle, théorie de la comparaison sociale, théorie de la cohérence de soi, relations dyadiques, secteur hôtelier, analyse factorielle confirmatoire, modélisation par équations structurelles.

3. Auteurs / Authors

L’inventaire et le modèle structurel associé ont été développés et validés par une équipe d’enseignants-chercheurs en sciences de gestion et en comportement organisationnel :

• Shaker Bani-Melhem : Professeur au Département de management, Collège d’administration des affaires, Université de Sharjah, Émirats arabes unis. Identifiant ORCID : 0000-0002-6137-7691. Courriel institutionnel : [email protected]. Auteur correspondant.
• Faridahwati Mohd Shamsudin : Professeure au Département de management, Collège d’administration des affaires, Université de Sharjah, Émirats arabes unis. Courriel institutionnel : [email protected].
• Rawan Abukhait : Enseignante-chercheuse au Département de management, Collège d’administration des affaires, Université d’Ajman, Émirats arabes unis. Courriel institutionnel : [email protected].
• Mohd Ahmad Al-Hawari : Professeur au Département de management, Collège d’administration des affaires, Université de Sharjah, Émirats arabes unis. Identifiant ORCID : 0000-0002-2166-0572. Courriel institutionnel : [email protected].

4. Objectif / Purpose

Dans l’économie contemporaine des services, l’efficacité opérationnelle et la fidélisation de la clientèle dépendent largement de la propension des salariés à accomplir des comportements de citoyenneté organisationnelle (OCB). Ces comportements représentent des actions discrétionnaires, non explicitement prescrites par la description formelle du poste ni directement récompensées par le système contractuel de rémunération, mais indispensables à la fluidité et à la viabilité du collectif de travail. En parallèle, de nombreuses organisations adoptent des systèmes de gestion des performances fondés sur la comparaison sociale et l’attribution de récompenses différentielles (primes au mérite, classements internes, distinctions honorifiques), instaurant ainsi un climat psychologique compétitif. L’objectif fondamental de cet inventaire est d’élucider la nature paradoxale de ce climat — souvent qualifié d’« arme à double tranchant » (double-edged sword) — en fournissant une métrique psychométrique robuste et standardisée pour modéliser ses répercussions directes et indirectes sur le comportement humain au travail.

Sur le plan théorique et scientifique, l’outil a été développé pour dépasser les controverses empiriques persistantes dans la littérature organisationnelle. Alors que certains auteurs affirment que la compétition stimule l’ingéniosité, l’engagement et le dépassement de soi, d’autres démontrent qu’elle engendre de la méfiance, de l’hostilité interpersonnelle, de la rétention d’informations et une détérioration de l’entraide. Pour dénouer ce paradoxe, l’inventaire poursuit trois finalités spécifiques :

• Mesurer avec précision la perception individuelle du climat compétitif, définie non pas comme une caractéristique structurelle objective, mais comme l’interprétation subjective qu’un salarié fait de l’importance accordée par sa direction à la comparaison des performances entre pairs.
• Isoler les mécanismes affectifs médiateurs, en quantifiant l’émergence de la jalousie en milieu professionnel. L’outil évalue dans quelle mesure la rivalité alimente une anxiété liée au statut et une rancœur affective lorsque les pairs reçoivent l’attention ou l’approbation de l’encadrement.
• Évaluer les facteurs de résilience psychologique modérateurs, à travers l’estime de soi organisationnelle. Il s’agit de déterminer si le sentiment d’avoir de la valeur personnelle au sein de l’entreprise permet aux employés de neutraliser les pulsions destructrices de la jalousie et de préserver leurs conduites prosociales.

Sur le plan appliqué et managérial, l’inventaire offre aux professionnels des ressources humaines, aux psychologues du travail et aux consultants organisationnels un cadre diagnostique de premier plan. Il permet d’identifier les dérives toxiques des politiques d’émulation interne avant qu’elles ne se traduisent par une dégradation du service client ou par du sabotage entre collègues. De surcroît, en adoptant une approche de mesure dyadique — dans laquelle les superviseurs évaluent les comportements orientés vers les clients tandis que les salariés rapportent leurs états internes et leur entraide entre pairs —, l’inventaire élimine le biais de méthode commune (common method variance), garantissant une haute utilité diagnostique tant en recherche fondamentale qu’en audit organisationnel.

5. Construit psychologique / Construct

L’inventaire repose sur une architecture multidimensionnelle intégrant cinq construits psychologiques interdépendants, soigneusement opérationnalisés afin de capturer l’ensemble de la dynamique cognitive, émotionnelle et comportementale des salariés en situation de compétition :

1. Le climat psychologique compétitif (Competitive Psychological Climate – CPC)

Ce construit renvoie à la mesure dans laquelle les employés perçoivent que leur statut, la reconnaissance organisationnelle et l’obtention de récompenses dépendent directement de la comparaison de leurs performances individuelles avec celles de leurs pairs. Dérivée des travaux de Fletcher, Major et Davis (2008), cette dimension ne quantifie pas une simple rivalité saine, mais une ambiance organisationnelle où la hiérarchisation constante des individus induit un environnement à somme nulle. Un exemple paradigmatique réside dans l’attention continue portée aux classements formels ou informels établis par l’encadrement.

2. La jalousie au travail (Jealousy – JLS)

Dans la taxonomie des émotions organisationnelles, la jalousie se distingue de l’envie simple. Tandis que l’envie porte sur le désir d’acquérir un avantage ou un bien possédé par autrui, la jalousie en milieu de travail implique la crainte de perdre une relation privilégiée, un statut ou l’estime d’un tiers important (ici, le supérieur hiérarchique) au profit d’un rival. Adaptée de l’échelle développée par Han, Harold et Cheong (2020), cette dimension mesure les réactions viscérales, l’irritation, le ressentiment et l’anxiété ressentis par un travailleur lorsque son superviseur accorde des éloges, du soutien ou une attention bienveillante à d’autres membres de l’équipe.

3. L’estime de soi organisationnelle (Organization-Based Self-Esteem – OBSE)

Théorisée originellement par Pierce, Gardner, Cummings et Dunham (1989), l’estime de soi organisationnelle représente la composante contextuelle du concept de soi. Elle désigne le sentiment subjectif d’un employé d’être compétent, valorisé, utile et pris au sérieux au sein de sa structure de travail spécifique. Les individus dotés d’un score élevé d’OBSE perçoivent qu’ils « comptent » véritablement dans leur organisation et qu’ils y exercent une influence tangible. Dans ce modèle, l’OBSE constitue une ressource psychologique cruciale qui stabilise l’identité professionnelle face aux menaces induites par la rivalité interne.

4. Les comportements de citoyenneté organisationnelle envers les collègues (OCB-CW)

Cette dimension évalue les conduites d’aide altruistes et discrétionnaires dirigées vers les pairs au sein de l’environnement de travail immédiat. Inspirée des typologies de Dennis Organ (1988) et des opérationnalisations de Bettencourt et Brown (1997), elle englobe l’assistance spontanée apportée aux collègues surchargés de travail, l’écoute empathique de leurs difficultés professionnelles et personnelles, ainsi que l’accueil et l’accompagnement des nouvelles recrues. Ces comportements sont particulièrement vulnérables aux climats compétitifs qui incitent à l’individualisme.

5. Les comportements de citoyenneté organisationnelle envers les clients (OCB-C)

Spécifique aux métiers de service et de contact, cette dimension mesure les efforts supplémentaires que le salarié déploie de manière proactive pour satisfaire, assister et fidéliser la clientèle au-delà des exigences formelles de son cahier des charges. Adaptée de Bettencourt et Brown (1997), elle inclut la volonté de dépasser les procédures standard pour résoudre les situations imprévues rencontrées par un client. Dans le protocole de Bani-Melhem et al. (2023), cette sous-échelle est évaluée directement par le superviseur afin d’obtenir une mesure objective et non contaminée par le biais d’auto-complaisance.

6. Cadre théorique / Theoretical Framework

L’assise conceptuelle de l’inventaire s’articule autour de l’articulation féconde de deux paradigmes majeurs de la psychologie sociale et organisationnelle : la théorie de la comparaison sociale de Festinger et la théorie de la cohérence de soi de Korman.

La théorie de la comparaison sociale (Social Comparison Theory)

Formulée à l’origine par Leon Festinger (1954), cette théorie postule que les êtres humains possèdent une pulsion innée visant à évaluer leurs opinions et leurs aptitudes. En l’absence de critères physiques objectifs, ils jaugent leur valeur en se comparant à leurs semblables. Dans un climat organisationnel compétitif, la comparaison sociale n’est plus seulement une démarche spontanée mais devient un impératif structurel imposé par l’environnement managérial. Les employés sont perpétuellement confrontés à des processus de comparaison ascendante (upward social comparison), observant des collègues qui réussissent mieux ou qui reçoivent une reconnaissance supérieure de la part de l’encadrement.

Selon le modèle de Bani-Melhem et al. (2023), cette comparaison ascendante contrainte au sein d’un climat compétitif induit une menace directe sur le statut et l’identité professionnelle de l’individu. Face à la distribution asymétrique des éloges et des promotions, les salariés éprouvent une insécurité relationnelle qui se transmue en jalousie au travail. La jalousie génère une charge affective négative et une volonté d’auto-protection qui pousse l’individu à refuser d’investir des ressources énergétiques discrétionnaires au bénéfice de collègues désormais perçus comme des rivaux menaçants. De surcroît, l’épuisement cognitif provoqué par la rumination jalouse réduit la disponibilité mentale requise pour offrir un service d’excellence aux clients, entraînant un déclin simultané des OCB-CW et des OCB-C.

La théorie de la cohérence de soi (Self-Consistency Theory)

Pour expliquer pourquoi certains employés parviennent à résister à cette dynamique délétère, les auteurs convoquent la théorie de la cohérence de soi énoncée par Abraham Korman (1970, 1976). Korman soutient que les individus sont motivés à adopter des attitudes et des comportements conformes à l’image qu’ils ont d’eux-mêmes, afin de maintenir un équilibre cognitif interne. Les personnes possédant une estime de soi organisationnelle élevée (OBSE) ont intériorisé la conviction qu’elles sont des acteurs compétents, précieux et respectés au sein de l’entreprise.

Dans le modèle, l’OBSE opère comme un amortisseur psychologique de premier ordre (modération conditionnelle). Lorsqu’un individu à haute OBSE ressent de la jalousie, cette émotion transitoire ne détruit pas son sentiment fondamental de valeur personnelle. Pour préserver la cohérence avec son identité d’employé d’excellence, il continuera à manifester des comportements citoyens envers les clients et les collègues. En revanche, pour un salarié présentant une faible OBSE, l’expérience de la jalousie confirme son sentiment d’infériorité et d’exclusion ; il réagit en se désengageant activement des tâches non obligatoires et en retenant son soutien prosocial. Cette modération illustre la profondeur théorique sous-tendant la conception de l’inventaire.

7. Validité / Validity

La validation psychométrique du modèle et de son inventaire a été menée selon des protocoles statistiques rigoureux sur un échantillon dyadique de grande envergure collecté au sein de multiples organisations hôtelières aux Émirats arabes unis. Les analyses corroborent l’excellence des propriétés métrologiques de l’instrument :

Validité convergente

La validité convergente vérifie que les items opérationnalisant un même construit partagent une part substantielle de variance commune. Conformément aux critères méthodologiques de Hair, Black, Babin et Anderson (2010), l’évaluation s’est appuyée sur le calcul de la variance moyenne extraite (Average Variance Extracted, AVE). Pour l’ensemble des cinq construits du modèle, les valeurs de l’AVE dépassent largement le seuil standard de 0,50, oscillant entre 0,741 et 0,830. Ces coefficients démontrent que plus de 74 % de la variance des indicateurs est directement imputable au construit latent théorisé, attestant d’une convergence empirique remarquable.

Validité discriminante

La validité discriminante certifie que chaque construit psychologique est empiriquement distinct des autres variables du modèle. Elle a été rigoureusement confirmée par deux approches méthodologiques complémentaires :

• Le critère de Fornell et Larcker : La racine carrée de la variance moyenne extraite ($\sqrt{AVE}$) de chaque variable latente s’est révélée systématiquement supérieure aux coefficients de corrélation bivariée partagés avec n’importe quel autre construit du modèle.
• Le critère des corrélations inter-construits de Kline (2010) : Toutes les corrélations estimées entre les dimensions demeurent nettement inférieures au seuil critique de 0,85, s’échelonnant dans une fourchette modérée allant de -0,280 à 0,454. Ces résultats écartent tout risque de chevauchement conceptuel ou de colinéarité excessive entre les échelles.

Contrôle du biais de méthode commune (Common Method Bias)

Afin de prévenir les distorsions de variance artificielle fréquemment observées dans les recherches par auto-questionnaire, deux stratégies ont été déployées. Sur le plan méthodologique, le protocole a collecté des données dyadiques distinctes : les employés ont renseigné le climat compétitif, la jalousie, l’OBSE et leur aide aux pairs, tandis que les superviseurs ont évalué les OCB orientés vers les clients. Sur le plan statistique, le test unifactoriel de Harman a été réalisé. Le facteur général unique n’explique que 28,964 % de la variance totale, demeurant bien en deçà du seuil critique de 50 % (Hoyle, 1995), ce qui confirme l’absence de biais de méthode commune menaçant la validité des conclusions.

8. Fidélité / Reliability

La fidélité de l’inventaire a été examinée sous l’angle de la cohérence interne des items composant chacune des sous-échelles. Deux métriques psychométriques majeures ont été mobilisées : le coefficient d’alpha de Cronbach et la fiabilité composite (Composite Reliability, CR).

Construit mesuré	Nombre d’items conservés	Fiabilité Composite (CR)	Alpha de Cronbach ($lpha$)	Variance Moyenne Extraite (AVE)
Climat psychologique compétitif (CPC)	4 items	0,940 – 0,978*	> 0,70	0,741 – 0,830*
Jalousie au travail (JLS)	6 items	0,940 – 0,978*	> 0,70	0,741 – 0,830*
Estime de soi organisationnelle (OBSE)	9 items (initialement 10)	0,940 – 0,978*	> 0,70	0,741 – 0,830*
OCB envers les pairs (OCB-CW)	5 items (initialement 6)	0,940 – 0,978*	> 0,70	0,741 – 0,830*
OCB envers les clients (OCB-C)	5 items	0,940 – 0,978*	> 0,70	0,741 – 0,830*

*Note : L’étude princeps rapporte que les coefficients CR de l’ensemble des dimensions s’échelonnent entre 0,940 et 0,978, et les AVE entre 0,741 et 0,830, chaque variable prise individuellement surpassant amplement les seuils recommandés de 0,60 pour la CR (Hair et al., 2010) et de 0,70 pour l’alpha (Nunnally & Bernstein, 1994).

Ces indices chiffrés remarquablement élevés attestent d’une erreur de mesure minimale et d’une homogénéité exemplaire des items traduits et contextualisés. La stabilité interne observée garantit que l’inventaire capture fidèlement les construits ciblés sans distorsion aléatoire significative.

9. Analyse factorielle / Factor Analysis

La structure dimensionnelle de l’inventaire a été testée et validée par une démarche rigoureuse d’analyse factorielle confirmatoire (AFC) à l’aide de la modélisation par équations structurelles basée sur la covariance :

Épuration des items

Le pool initial comprenait 31 énoncés. Lors de l’examen préliminaire des saturations factorielles standardisées, deux items ont présenté un coefficient inférieur au seuil conventionnel de 0,50 fixé par les auteurs (Hair et al., 2010) :

• L’item OCBCW2 (« I help my co-workers who have been absent to finish their work ») au sein de la dimension de citoyenneté envers les collègues.
• L’item OBSE2 (« I am taken seriously around here ») au sein de l’échelle d’estime de soi organisationnelle.

Conformément aux règles de raffinement d’échelle, ces deux énoncés ont été purgés de l’instrument final, ramenant le questionnaire à 29 items répartis sur les cinq facteurs théoriques.

Indices d’ajustement du modèle de mesure (CFA)

L’analyse factorielle confirmatoire menée sur le modèle à cinq facteurs à 29 items a mis en évidence une concordance exceptionnelle entre la structure théorique postulée et les données empiriques recueillies sur le terrain :

• Chi-deux du modèle ($\chi^2$) : 426,899 avec 367 degrés de liberté ($p < 0,05$).
• Rapport Chi-deux / Degrés de liberté ($\chi^2/df$) : 1,163. Ce ratio est exceptionnellement bas, se situant bien en deçà du plafond strict de 2,0 voire 3,0 généralement requis dans la littérature psychométrique, ce qui traduit une parcimonie et un ajustement de très haute qualité.
• Indices d’ajustement absolu et ajusté : Goodness of Fit Index (GFI) = 0,839 ; Adjusted Goodness of Fit Index (AGFI) = 0,809. Tous deux dépassent le seuil de 0,80 acceptable pour les modèles complexes comportant un grand nombre de variables manifestes.
• Indices d’ajustement incrémentaux : Comparative Fit Index (CFI) = 0,987 ; Tucker-Lewis Index (TLI) = 0,985 ; Incremental Fit Index (IFI) = 0,987. Ces valeurs frôlant l’unité surpassent largement le critère d’excellence de 0,95 recommandé par Hu et Bentler (1999).
• Indices fondés sur les résidus : Standardized Root Mean Square Residual (SRMR) = 0,041 (seuil < 0,08) ; Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA) = 0,034 (seuil < 0,06).

L’ensemble de ces indices confirme sans équivoque que la structure factorielle pentadimensionnelle est robuste, stable et exempte de distorsions structurelles majeures.

10. Instrument de mesure / Instrument

• Type d’instrument : Inventaire / Questionnaire psychométrique original de recherche organisationnelle.
• Format d’administration : Questionnaire standardisé papier-crayon ou électronique en auto-évaluation (avec composante superviseur pour les items OCB-C).
• Nombre total d’items : 29 items conservés dans le modèle validé (31 items dans la version soumise initialement au test empirique).
• Échelle de réponse : Les participants évaluent leur degré d’accord sur une échelle de Likert en 5 points allant de 1 = « strongly disagree » (fortement en désaccord) à 5 = « strongly agree » (fortement d’accord).
• Population cible : Employés adultes de première ligne en contact avec les clients (customer service employees) et leurs superviseurs hiérarchiques directs.
• Tranches d’âge validées : Population adulte (18 ans et plus), incluant les jeunes adultes (18-29 ans), la trentaine (30-39 ans) et les adultes d’âge mûr (40-64 ans).
• Langues disponibles : Anglais et arabe (validé formellement dans les deux langues par procédure de rétro-traduction).
• Protocole de cotation : Calcul de scores moyens par dimension après exclusion des items éliminés (OCBCW2 et OBSE2). Les scores élevés reflètent une perception accrue de compétition (CPC), un niveau supérieur de jalousie (JLS), une forte estime de soi contextuelle (OBSE), ou une fréquence plus élevée de comportements de citoyenneté organisationnelle envers les pairs (OCB-CW) et les clients (OCB-C).

11. Permissions, Tarifs et Année du test / Permissions & Fee and Test Year

• Année de publication du modèle : 2023.
• Statut des droits d’auteur et permissions : Les items peuvent être utilisés gratuitement à des fins de recherche académique, scientifique et d’enseignement (« May be used for Research/Teaching purposes »).
• Frais d’utilisation (Fee) : Aucun coût (gratuit pour les chercheurs académiques).
• Usage commercial : Non autorisé sans consentement exprès préalable des auteurs (« Commercial Use: No »).
• Contact pour autorisations institutionnelles : Dr Shaker Bani-Melhem, Université de Sharjah, Département de management, courriel : [email protected].

12. Références / References

Les publications fondatrices et méthodologiques ayant servi à l’élaboration et à la validation de l’inventaire sont répertoriées ci-dessous en style APA (7e édition) :

• Bani-Melhem, S., Shamsudin, F. M., Abukhait, R., & Al-Hawari, M. A. (2023). Competitive psychological climate as a double-edged sword: A moderated mediation model of organization-based self-esteem, jealousy, and organizational citizenship behaviors. Journal of Hospitality and Tourism Management, 54, 139–151. https://doi.org/10.1016/j.jhtm.2022.12.011
• Bettencourt, L. A., & Brown, S. W. (1997). Contact employees: Relationships among workplace fairness, job satisfaction and prosocial service behaviors. Journal of Retailing, 73(1), 39–61. https://doi.org/10.1016/S0022-4359(97)90014-2
• Festinger, L. (1954). A theory of social comparison processes. Human Relations, 7(2), 117–140. https://doi.org/10.1177/001872675400700202
• Fletcher, T. D., Major, D. A., & Davis, D. D. (2008). The interactive relationship of competitive climate and trait competitiveness with work performance. Journal of Applied Psychology, 93(4), 898–905. https://doi.org/10.1037/0021-9010.93.4.898
• Hair, J. F., Black, W. C., Babin, B. J., & Anderson, R. E. (2010). Multivariate data analysis: A global perspective (7th ed.). Pearson Education.
• Han, S., Harold, C. M., & Cheong, M. (2020). Examining when and why employee workplace jealousy leads to customer-oriented citizenship behaviors: The roles of psychological safety and social comparison orientation. Journal of Organizational Behavior, 41(9), 837–853. https://doi.org/10.1002/job.2474
• Hoyle, R. H. (1995). Structural equation modeling: Concepts, issues, and applications. SAGE Publications.
• Hu, L. T., & Bentler, P. M. (1999). Cutoff criteria for fit indexes in covariance structure analysis: Conventional criteria versus new alternatives. Structural Equation Modeling: A Multidisciplinary Journal, 6(1), 1–55. https://doi.org/10.1080/10705519909540118
• Kline, R. B. (2010). Principles and practice of structural equation modeling (3rd ed.). Guilford Press.
• Korman, A. K. (1970). Toward an hypothesis of work behavior. Journal of Applied Psychology, 54(1p1), 31–41. https://doi.org/10.1037/h0028656
• Korman, A. K. (1976). Hypothesis of work behavior revisited and an extension. Academy of Management Review, 1(1), 50–63. https://doi.org/10.5465/amr.1976.4408762
• Nunnally, J. C., & Bernstein, I. H. (1994). Psychometric theory (3rd ed.). McGraw-Hill.
• Organ, D. W. (1988). Organizational citizenship behavior: The good soldier syndrome. Lexington Books.
• Pierce, J. L., Gardner, D. G., Cummings, L. L., & Dunham, R. B. (1989). Organization-based self-esteem: Construct definition, measurement, and validation. Academy of Management Journal, 32(3), 622–648. https://doi.org/10.5465/256434

13. Questions et items du questionnaire / Scale Items

L’échelle de réponse officielle requise pour l’ensemble des énoncés est la suivante :

Échelle de réponse : Items are rated using a 5-point Likert scale (1 = strongly disagree, 2 = disagree, 3 = neutral / neither agree nor disagree, 4 = agree, 5 = strongly agree).

Note méthodologique d’administration : Dans l’étude de validation, deux items (OCBCW2 et OBSE2) ont été retirés du modèle final en raison de saturations factorielles inférieures à 0,50. Ils sont présentés ci-dessous au sein de l’inventaire original complet.