Upload
others
View
0
Download
0
Embed Size (px)
Citation preview
Actes du 26ème Congrès International de l’AFM – Le Mans-Angers, 6 et 7 mai 2010
L’effet de la préoccupation environnementale attribuée à l’entourage sur
les choix écologiquement responsables
Laurent Bertrandias*
Maître de Conférences
IAE, Université Toulouse Capitole, CRM-CNRS
2 rue du Doyen Gabriel Marty
31042 Toulouse cedex
Leila Elgaaïed
Allocataire de recherche
IAE, Université Toulouse Capitole, CRM-CNRS
Actes du 26ème Congrès International de l’AFM – Le Mans-Angers, 6 et 7 mai 2010
L’effet de la préoccupation environnementale attribuée à l’entourage sur les choix
écologiquement responsables
Résumé :
L’achat écologiquement responsable a jusqu’à présent été étudié principalement sous un angle
individuel. Cet article replace les décisions dans un contexte social en cherchant à les
expliquer par les croyances sur la sensibilité environnementale des autres. Il montre que les
consommateurs privilégient un choix responsable à un choix non responsable lorsqu’ils
attribuent à leur entourage « pertinent », celui dont il valorise l’opinion, une forte sensibilité
environnementale. Ce processus est médiatisé par le risque social associé à l’achat non res-
ponsable.
Mots-clés: risque social, consommation responsable, préoccupation pour l’environnement,
influence interpersonnelle
The effect of environmental concern attributed to relevant others on environmentally
friendly choices
Abstract:
So far, most of the research dealing with pro-environmental purchasing behaviors focused
mainly on individual aspects of environmental consciousness. This paper discusses the
importance of social context and seeks to understand how the beliefs about relevant others’
environmental concern affect individual decision making. The results show that consumers
are more likely to make environmentally responsible choices when they believe that their
relevant others are concerned about environmental issues. This process is mediated by the
degree of perceived social risk associated with non-ecological behaviors.
Key-words: Environmental concern, perceived social risk, interpersonal influence,
environmentally responsible behaviors.
Actes du 26ème Congrès International de l’AFM – Le Mans-Angers, 6 et 7 mai 2010
1
L’effet de la préoccupation environnementale attribuée à l’entourage sur les choix
écologiquement responsables
Depuis les années 70 un nombre croissant de recherches en marketing et en psychologie ont
tenté d’identifier les déterminants des comportements pro-environnementaux (par exemple
Heslop et al., 1981 ; Gill et al., 1986 ; Balderjahn, 1988 ; Ellen et al., 1991 ; Berger et Corbin,
1992 ; Lee et Holden, 1999 ; Kaiser et al., 1999 ; Stern, 2000 ; McCarty et Shrum, 2001 ;
Tanner et Kast, 2003). Les principales variables étudiées renvoient à l’attitude envers
l’environnement de manière générale, ou à l’attitude à l’égard de questions environnementales
spécifiques. Ces déterminants sont strictement individuels et n’envisagent pas les influences
conscientes ou pas que le consommateur reçoit de son réseau social.
Cet article propose de traiter l’achat pro-environnemental d’un point de vue essentiellement
normatif en s’intéressant au rôle des normes sociales et de l’influence interpersonnelle dans
l’adoption de ce type de comportements. Ainsi, plutôt que d’étudier l’effet de la
préoccupation pour l’environnement (PPE) d’un individu sur ses propres comportements, il
est centré le rôle de la préoccupation pour l’environnement attribuée à l’entourage.
Dans cette recherche, l’attention se porte exclusivement sur les personnes pouvant être
qualifiées d’entourage « pertinent » en référence à l’expression relevant others depuis
longtemps employé dans la littérature anglo-saxonne (Wimd, 1976 ; Krishnamurthi, 1983,
Ajzen, 1991 ; etc.). L’entourage pertinent (EP) correspond à des membres particuliers du
réseau personnel du consommateur. Il s’agit des personnes qui comptent pour lui ou dont
l’opinion compte, celles aussi susceptibles de porter un jugement sur ses choix. L’article
défend alors l’idée suivante : lorsque le consommateur croit que son EP possède de fortes
convictions écologiques, il peut percevoir le risque social de choisir des produits non
respectueux de l’environnement, ou au contraire considérer les choix pro-environnementaux
Actes du 26ème Congrès International de l’AFM – Le Mans-Angers, 6 et 7 mai 2010
2
comme socialement valorisants. Ce risque social et cette valorisation sociale perçus sont alors
susceptibles d’augmenter la probabilité de choix pro-environnementaux.
Dans la première partie, la littérature et les hypothèses de recherche permettant de formaliser
cette théorie sont présentées. La deuxième partie décrit les choix méthodologiques et justifie
le champ d’application, en l’occurrence les cafetières Expresso, retenu pour cette recherche.
Les résultats sont exposés et discutés dans la troisième partie.
1. Cadre théorique et hypothèses de recherche
1.1. La préoccupation pour l’environnement, un concept jusqu’à présent étudié à un
niveau individuel
Depuis une quarantaine d’années, la notion de préoccupation pour l’environnement suscite un
vif intérêt, notamment en marketing. Il s’agit surtout de comprendre ce qui détermine les
comportements d’achat et de consommation écologiques. Très vite, en effet, l’objectif a été
d’identifier les individus préoccupés par l’environnement afin de segmenter (Kinnear et al.,
1974 ; Webster, 1975 ; Murphy et al., 1978 ; Crosby et Gill, 1981 ; Samdahl et Robertson,
1989 ; Schan et Holzer, 1990 ; Granzin et Olsen, 1991 ; Schewpker et Cornwell, 1991).
L’étude de la littérature met en évidence une grande diversité des approches pour aborder ce
concept. Au départ, il était essentiellement question de la conscience sociale (Anderson et
Cunningham, 1972; Webster, 1975). Webster (1975) par exemple, définit le consommateur à
forte conscience sociale comme un individu qui « réfléchit aux conséquences de sa
consommation et tente d’utiliser son pouvoir d’achat pour provoquer un changement social »,
la conscience environnementale n’étant qu’une facette de la conscience sociale (Roberts,
1993 ; Dembkowski et Hanmer-Lloyd, 1994). Anderson et al. (1974) ont été les premiers à
distinguer clairement la PPE de la conscience sociale. Malgré cette clarification, il n’existe
toujours pas de consensus sur la conceptualisation des attitudes pro-environnementales.
Actes du 26ème Congrès International de l’AFM – Le Mans-Angers, 6 et 7 mai 2010
3
Kinnear, Taylor et Ahmed (1974) considèrent la PPE comme une préoccupation marquée
pour la question écologique mais qui doit se refléter dans les comportements d’achat. Cette
approche est critiquable puisqu’elle définit le concept à a partir de ses conséquences attendues
(Robinot et Giannelloni, 2009).
Néanmoins, la préoccupation pour l’environnement est habituellement vue comme une
attitude générale envers l’environnement mais plusieurs instruments de mesure intègrent la
dimension conative de l’attitude (par exemple Kilbourne et Pickett, 2008). Cette
caractérisation de la PPE en tant qu’attitude pose la question du niveau d’analyse à retenir
pour la capturer. Selon Fransson et Gärling (1999), la préoccupation pour l’environnement
peut soit désigner « une attitude spécifique déterminant directement les intentions, soit de
façon plus large une attitude générale ou une orientation des valeurs ». Par exemple,
l’approche de Schewpker et Cornwell (1991) s’inscrit dans la première catégorie car elle
évalue par exemple l’attitude à l’égard de la pollution, tandis que le « Nouveau Paradigme
Environnemental » de Dunlap et Van Liere (1978) s’inscrit dans la seconde. Leur mesure
inclut des items généraux, voire abstraits. Cette distinction est cruciale puisque le niveau de
généralité retenu conditionne la capacité de la PPE à prédire des comportements. En effet,
globalement, la relation entre les attitudes pro-environnementales et les comportements
écologiques est décevante (pour une synthèse, voir Giannelloni, 1998). En suivant Fishbein et
Ajzen (1977), un certain nombre de chercheurs avancent l’explication selon laquelle les
mesures de l’attitude et des comportements doivent se situer à un même niveau de généralité
pour assurer une meilleure prédiction (Shrum et al. 1994 ; Schlegelmilch et al., 1996 ;
Mainieri et al. 1997 ; Kaiser et al. 1999 ; Bamberg, 2003). Ainsi, la PPE individuelle, définie
comme une attitude générale, n’aurait pas d’impact causal direct sur les choix pro-
environnementaux spécifiques mais serait « activée » dans des situations précises et
modifierait l’interprétation de ces situations. Cet article reste dans la ligne théorique
Actes du 26ème Congrès International de l’AFM – Le Mans-Angers, 6 et 7 mai 2010
4
considérant la PPE comme une attitude générale mais propose de l’étendre au niveau
interpersonnel en tenant compte de la PPE attribuée aux autres. Ce changement de niveau
d’analyse repose alors la question d’un effet direct de sur les choix.
1.2. La PPE attribuée à l’entourage, une norme sociale ?
Parmi les chercheurs qui se sont intéressés aux comportements liés à la protection de
l’environnement, certains reconnaissent que ces comportements sont potentiellement sujets à
des biais de désirabilité sociale (Kaiser et Shimoda, 1999 ; Giannelloni, 1998 ; Kaiser et al.,
1999 ; Webb et al., 2008 ; Schlegelmilch et al., 1996 ; Frick et al., 2004). Schewpker et
Cornwell (1991) vont jusqu’à affirmer que « la préoccupation pour l’environnement est en
train de devenir la norme acceptée socialement». Krishnamurthi (1983) s’est intéressé à
l’influence de l’entourage « pertinent » sur les préférences et grâce à une étude expérimentale,
a démontré qu’un choix individuel peut davantage refléter les préférences de l’EP. Ainsi, la
protection de l’environnement en tant que norme sociale a certainement d’autant plus de
chances d’exercer un effet sur les choix du consommateur qu’elle est véhiculée par l’EP.
L’hypothèse suivante traduirait alors l’effet de cette pression à la conformité :
H1. La PPE attribuée à l’entourage pertinent influence positivement la probabilité d’effectuer
un choix écologiquement responsable plutôt qu’irresponsable.
Rôle du risque social - Bien que la dimension sociale associée aux comportements pro-
environnementaux soit largement admise, il est rarement question du rôle des convictions
environnementales de l’entourage sur les comportements individuels. Or, les convictions de
l’entourage pertinent peuvent être interprétées comme des attentes et le consommateur dont
les choix s’écartent des préférences de son EP peut percevoir un risque social. Si le risque
social fait partie des dimensions traditionnelles du risque perçu (Bauer, 1960 ; Jacoby et
Actes du 26ème Congrès International de l’AFM – Le Mans-Angers, 6 et 7 mai 2010
5
Kaplan, 1972 ; Dandouau, 1999), le concept est souvent appauvri, voire associé au risque
psychologique. De fait, le risque social se distingue des autres dimensions du risque en ce
qu’il provient moins de la relation du consommateur au produit qu’à celle entretenue avec son
entourage. Plus exactement, le produit intervient comme un élément nouveau susceptible de
modifier la façon dont il est perçu. L’anticipation de cette modification peut générer le risque
social perçu qui correspond à l’ampleur des répercussions sociales négatives liées à un acte de
consommation. L’association aux théories de l’influence sociale, plus précisément de
l’influence normative (Deutsch et Gerard, 1955), permet d’identifier au moins trois facettes
du risque social (Bertrandias et Pichon, 2004b) :1) le risque d’être mal jugé et/ou critiqué à
cause des ses choix, 2) dans la mesure où les possessions définissent les consommateurs aux
yeux des autres et les classifient socialement (Holt, 1995), le risque de ne pas être associé au
groupe auquel ils aspirent à appartenir où aux valeurs qu’ils désirent exprimer (Park et Lessig,
1977), 3) le risque de ressentir une tension psychologique en adoptant des comportements
perçus comme en contradiction avec les valeurs du groupe.
Les préoccupations environnementales attribuées à l’entourage pertinent peuvent amener le
consommateur à percevoir ces trois types de risque social lorsqu’il envisage un achat peu
respectueux de l’environnement. Sachant les convictions écologiques de son EP, le
consommateur pourra chercher à prévenir des critiques, à préserver son appartenance au
groupe en lui signalant par ses choix qu’il partage ses convictions, à se sécuriser sur un plan
psychologique en n’adoptant pas des comportements qu’il estime en désaccord avec son EP.
Pour autant, pour que les préoccupations environnementales attribuées aux autres fassent
augmenter le risque social associé à une décision écologiquement irresponsable, encore faut-il
que le consommateur en mesure la portée nocive sur l’environnement. Dès lors, les
hypothèses suivantes sont proposées :
Actes du 26ème Congrès International de l’AFM – Le Mans-Angers, 6 et 7 mai 2010
6
H2. Le risque social associé à un achat écologiquement irresponsable augmente la probabilité
d’effectuer un choix écologiquement responsable plutôt qu’irresponsable.
H3. La PPE attribuée à l’EP influence d’autant plus positivement le risque social associé à
une décision écologiquement irresponsable, que le consommateur juge cette décision
menaçante pour l’environnement.
Rôle de la valorisation sociale – Les consommateurs peuvent aussi envisager certains actes
de consommation comme des moyens de se valoriser auprès de leur entourage. Un choix peut-
être considéré comme valorisant s’il permet au consommateur de mettre en avant ses valeurs
ou des éléments de sa personnalité qu’il tient à communiquer à son entourage. Plus
marginalement, le consommateur peut rechercher des compliments ou des félicitations. La
valorisation sociale n’est pas l’opposé du risque social. Les concepts sont clairement distincts
au sens où un comportement peut ne pas déplaire à l’entourage sans pour autant lui plaire.
Normalement, un produit jugé socialement valorisant devrait être davantage choisi.
Les consommateurs peuvent pressentir qu’avec un entourage sensible à l’environnement,
leurs choix écologiques seront remarqués et appréciés. La PPE attribuée aux autres devrait
ainsi augmenter la valorisation sociale associée aux décisions écologiquement responsables et
diminuer la valorisation associée aux produits non écologiques. Là encore cependant, ces
processus reposent sur la conscience du consommateur d’agir en respect ou en non respect de
la défense de l’environnement. Les hypothèses suivantes sont donc proposées :
H4. La valorisation sociale associée à un choix écologiquement irresponsable diminue la
probabilité de choisir le produit écologiquement responsable
H5. La PPE attribuée à l’EP influence d’autant plus négativement la valorisation sociale
associée à une décision écologiquement irresponsable, que le consommateur a conscience que
cette décision est nocive pour l’environnement.
Actes du 26ème Congrès International de l’AFM – Le Mans-Angers, 6 et 7 mai 2010
7
Risque social associé au choix écologiquement
irresponsable
Choix écologiquement
responsable
PPE attribuéeà la personne 1
PPE attribuéeà la personne 2
PPE attribuéeà la personne 3
PPE attribuéeà la personne 4
PPE attribuée à l’entourage
pertinent
Entouragepertinent
Valorisation sociale associée
au choix écologiquement
irresponsable
H1 (+)
Nocivité perçue du choix
écologiquement irresponsable
H2 (+)
H4 (-)
H3 (+)
H5 (-)
Figure 1 : Schéma de synthèse des hypothèses de la recherche
2. Méthodologie de la recherche
2.1. Principaux choix méthodologiques
Les études portant sur les décisions responsables de façon générale, pro-environnementales en
particulier, sont sujettes au biais de désirabilité sociale. La protection de l’environnement est
aujourd’hui l’un des thèmes les plus évoqués, les consommateurs y sont fortement sensibilisés
et peuvent le ressentir comme une injonction sociale. Dès lors, dans une enquête, sans
décision engageant une vraie dépense monétaire, le risque qu’ils majorent l’intention d’achat
écologique est important. Une grande partie des choix retenus dans cette étude se justifie par
la volonté de limiter au maximum ce biais. La mise en évidence une influence sociale de l’EP,
ne doit pas être polluée par une tendance des répondants à se présenter sous un jour favorable
par une adhésion de façade à des normes socioculturelles (Mick, 1996).
Décision écologiquement responsable étudiée – Au début du questionnaire, un scénario (voir
annexe 1) indiquait aux répondants que leur cafetière expresso était tombée en panne et qu’ils
comptaient la remplacer. Il leur était précisé qu’après un repérage dans un grand magasin
Actes du 26ème Congrès International de l’AFM – Le Mans-Angers, 6 et 7 mai 2010
8
d’électroménager, ils avaient identifié deux modèles de prix très voisins et de même marque.
Les deux cafetières se distinguaient cependant sur un point important : la première était une
cafetière Nespresso, la seconde une cafetière plus traditionnelle acceptant le café moulu ou les
sachets papiers. Malgré le programme ambitieux de recyclage des capsules mis en place par la
marque, l’utilisation des cafetières Nespresso est par définition moins respectueuse de
l’environnement, la production de déchets étant bien plus importante et le recyclage des
capsules en aluminium couteux et difficile. Choisir l’autre cafetière correspondait dès lors,
dans ce cas précis, à une décision pro-environnementale. Cependant, à aucun moment,
l’attention des répondants n’était dirigée vers d’éventuels effets néfastes de Nespresso sur
l’environnement et ils pouvaient remplir l’ensemble du questionnaire en continuant à les
méconnaître. Cette alternative peu habituelle dans les études sur les décisions responsables est
apparue judicieuse pour éviter des effets d’attentes. Afin de n’interroger que des personnes
susceptibles de s’invertir dans une telle décision, le questionnaire n’était administré qu’aux
possesseurs d’une cafetière expresso ou aux personnes qui avaient envisagé d’en acheter une.
Structure du questionnaire – Pense-t-on vraiment à l’écologie lorsque l’on choisit une
cafetière ? Même si le risque était limité, le contenu du questionnaire était susceptible de
sensibiliser artificiellement les répondants à la problématique écologique et de biaiser leur
choix en faveur de la cafetière 2. Deux versions de questionnaire ont été utilisées pour
contrôler cela. Dans la première, la question sur le choix était placée immédiatement après le
scénario, dans la seconde à la fin du questionnaire. Un test de Chi-deux montre que le lien
entre le choix et la position de la question n’est pas significatif, mais que la signification n’est
pas très élevée (χ²=2,9; sig.=0,1). La possibilité d’un léger effet ne peut être écartée.
Evaluation des croyances sur la sensibilité environnementale de l’Entourage Pertinent- A
une mesure générale et abstraite de l’évaluation des croyances environnementales, une
méthode de citation, puis de caractérisation de l’EP a été préférée. La question suivante était
Actes du 26ème Congrès International de l’AFM – Le Mans-Angers, 6 et 7 mai 2010
9
posée aux répondants : « Quelques personnes de votre entourage pourraient émettre un
jugement, positif ou négatif, sur le choix que vous allez faire. Pensez aux quatre plus
importantes (parmi votre famille, vos amis, vos collègues, etc.), écrivez leurs initiales, et pour
chacune d’entre elles, veuillez répondre aux questions suivantes. ». Quatre questions sur la
préoccupation environnementale étaient mélangées à des questions mesurant les croyances du
répondant sur la connaissance du café, l’implication à l’égard du café et sur la sensibilité aux
nouveautés de son EP. Ces questions complémentaires servaient d’une part à éviter que le
répondant se focalise sur l’écologie, d’autre part de variables de contrôle. La plupart des
questions utilisées sont inspirées d’échelles issues de la littérature (notamment Kilbourne et
Pickett (2008) pour la PPE, Strazierri (1994) pour l’implication ou Le Louarn (1997) pour la
sensibilité à la nouveauté) mais elles ont été adaptées au contexte interpersonnel et
raccourcies pour éviter un effet de lassitude lié à leur répétition sur quatre personnes. Pour
chaque personne, une analyse en composantes principales a été réalisée, l’exemple de l’ACP
réalisée pour la première personne citée est présenté dans l’Annexe 2, la structure et la
fiabilité des échelles s’est révélée très stable pour les quatre personnes. Notamment, les
questions de sensibilité environnementale factorisent sur un seul axe (α compris entre 0,87 et
0,89). La PPA attribuée à l’EP a alors été mesurée en calculant la moyenne des scores
factoriels obtenus sur cet axe pour chacune des quatre personnes.
Les données sont issues d’une enquête ayant permis de collecter 474 questionnaires. Après les
questions filtres posées par les enquêteurs, les questionnaires étaient auto-administrés. Neuf
d’entre eux ont dû être supprimés à cause de données manquantes ou de réponses
incohérentes. L’échantillon est diversifié comme l’indique l’annexe 3.
2.2. Autres mesures utilisées
Actes du 26ème Congrès International de l’AFM – Le Mans-Angers, 6 et 7 mai 2010
10
Un certain nombre de mesures du risque social existent dans les travaux sur le risque perçu
mais elles sont excessivement simplifiées au regard de la finesse du concept. Une échelle a
donc été créée pour cet article. Elle s’inspire d’un outil proposé par Bertrandias et Pichon
(2004a). Seuls certains items ont été retenus et adaptés à cette recherche. Les trois items de
valorisation sociale ont également été créés. Tous sont associés à des échelles de Likert en 7
points. Leur formulation commence par la séquence : « Si je choisis la cafetière Nespresso
plutôt que l’autre, je peux craindre (pour le risque social)/espérer (pour la valorisation sociale)
que les personnes dont l’opinion compte pour moi… ». Dans l’annexe 4, sont présentés les
résultats d’une ACP avec rotation oblimin1 et d’une analyse factorielle confirmatoire réalisée
pour tester la validité convergente des mesures. Si les échelles se révèlent fiables2 et valides3,
l’ajustement aux données est tout juste satisfaisant.
La nocivité perçue pour l’environnement de l’utilisation de la cafetière Nespresso a été
mesurée par un item (« Par rapport à l’autre cafetière, utiliser la cafetière Nespresso est
néfaste pour l’environnement ») mélangé à d’autres croyances sur le goût, la simplicité
d’utilisation, le coût à long terme, etc. (« Par rapport à l’autre cafetière, utiliser la cafetière
Nespresso a un faible impact sur l’environnement »)
3. Résultats et discussion
3.1. Test des hypothèses
Les hypothèses ont été testées grâce à des modèles de régression MCO multiples et des
modèles de régression logistique binaire. Systématiquement, trois variables de contrôle, la
1 Les composantes étant, de façon surprenante corrélées entre elles positivement (corr = 0,35) 2 Rhô de Joreskög = 0,92 pour le risque social, = 0,83 pour la valorisation sociale 3 Rhô de validité convergente = 0,65 pour le risque social, =0,64 pour la valorisation sociale
Actes du 26ème Congrès International de l’AFM – Le Mans-Angers, 6 et 7 mai 2010
11
moyenne de connaissance, d’implication et de sensibilité à la nouveauté attribuées à l’EP ont
été intégrées pour vérifier la stabilité des effets de la PPA.
Les régressions multiples présentées dans le tableau 1 permettent de tester les hypothèses H3
et H5 relatives à l’effet de la PPE attribuée à l’EP sur le risque social et la valorisation sociale.
Toutes les variables sont standardisées. Les modèles 1 et 4 testent respectivement l’effet
direct de PPE attribuée sur le risque social et la valorisation sociale. Les modèles 2 et 5
intègrent les variables de contrôle. En suivant les recommandations de Baron et Kenny (1986)
sur le test des effets modérateurs (H3 et H5), la croyance sur la nocivité perçue pour
l’environnement de Nespresso et la variable d’interaction PPE attribuée*nocivité sont
ajoutées dans les modèles 3 et 6 ajoutent afin de tester l’effet modérateur
Var. dépendante : risque social Var. dépendante : valorisation sociale
Variables.
explicatives
M1
β st.
M2
β st.
M3
β st.
M4
β st.
M5
β st.
M6
β st.
PPE attribuée 0,25*** 0,26*** 0,22** 0,17* 0,07 ns 0,08 ns
Sens.Nouveauté - -0,08 ns -0,08 ns - 0,10* 0,10*
Implication - -0,13* -0,13* - 0,02 ns -0;01 ns
Connaissance - 0,15* 0,15* - 0,07 ns 0,06 ns
Nocivité - - 0,10* - - -0,22***
PPE*Nocivité - - 0,19*** - - -0,14**
Constante 0,10 ns 0,10 ns -0,03 ns -0,00ns -0,00ns -0,01ns
F(ddl ; ddl2) 31,95***
(1 ; 466)
10,12***
(4 ; 463)
10,82***
(6 ; 460)
5,77*
(1 ; 466)
3,95**
(4 ; 463)
9,23***
(6 ; 460)
R²/R²ajusté 0,64/0,062 0,80/0,072 0,122/0,111 0,013/0,012 0,033/0,024 0,106/0,095
Variation F - 2,73* 11,34*** - 3,32* 19,16***
*** p<0,001 ; ** p<0,01 ; *p<0,05
Tableau 1 : Effets de la PPE attribuée à l’EP, résultats des régressions multiples.
Actes du 26ème Congrès International de l’AFM – Le Mans-Angers, 6 et 7 mai 2010
12
L’estimation des modèles M1 et M2 met en lumière un résultat important : la PPE attribuée à
l’EP joue bien le rôle d’une influence normative sur les décisions des consommateurs. En
effet, même en contrôlant d’autres variables (M2), la PPE attribuée à l’entourage influence
significativement le risque social associé au choix de la cafetière Nespresso. Cette influence
est stable et très significative (β=0,26 ; p<0,001). Le modèle M3 permet quant-à-lui de valider
H3 : l’effet de la PPE attribuée sur le risque social associé au choix de la cafetière Nespresso
est modéré par la croyance qu’utiliser cette cafetière menace l’environnement. Lorsque la
nocivité perçue est contrôlée, l’interaction PPE attribuée * Nocivité influence positivement et
significativement le risque social (β=0,26 ; p<0,001). L’effet de la PPE attribuée sur la
valorisation sociale est plus étrange. Dans le modèle M4, il apparait comme significatif mais
positif (β=0,17 ; p=0,02). La PPE des autres augmenterait la valorisation sociale associée au
choix de Nespresso. Cette influence peu stable, puisqu’elle disparait dans le modèle M5 où
d’autres variables sont prises en compte, devra être discutée. Pour autant, M6 permet de
valider H5 : l’interaction PPE attribuée*Nocivité diminue bien la valorisation sociale perçue
(β=-0,14 ; p<0,001). L’effet modérateur des croyances sur la nocivité écologique de certains
produits apparait donc come un facteur central dans la compréhension de l’influence
normative de la PPE attribuée à l’EP.
Les régressions logistiques binaires présentées dans le tableau 2 cherchent à déterminer les
facteurs explicatifs de la PPA. Elles ont plus spécifiquement trois objectifs : tester H1, tester
H2 et H3 et détecter un éventuel effet médiateur du risque social et/ou de la valorisation
sociale. Le modèle M7 teste l’effet direct de la PPE attribuée sur la probabilité de choix de la
cafetière 2, qui dans ce contexte, représente la décision pro-environnementale. Le modèle M8
intègre les variables de contrôle. M9 teste l’effet du risque social et de la valorisation sociale.
Actes du 26ème Congrès International de l’AFM – Le Mans-Angers, 6 et 7 mai 2010
13
M10 étudie l’effet de la PPE attribuée sur la probabilité de choisir la cafetière 2 quand la
valorisation sociale est contrôlée, M11 quand, en plus, le risque social est contrôlé.
Var. dépendante : probabilité de choisir la cafetière 2 (choix pro-environnemental)
Variables.
explicatives
M7
β (e(β)-1)
M8
β (e(β)-1)
M9
β (e(β)-1)
M10
β (e(β)-1)
M11
β (e(β)-1)
PPE attribuée 0,28*(0,32) 0,31*(0,36) - 0,34*(0,41) 0,19 ns
Sensibilité
Nouveauté -
-0,71***
(-0,51) -
-0,68***
(-0,49)
-0,61***
(-0,46)
Implication - 0,19 ns - 0,18 ns 0,31ns
Connaissance - 0,26ns - 0,23 ns 0,20 ns
Risque social - 0,55***
(0,74) -
0,51***
(0,66)
Valorisation
sociale -
-0,42**
(-0,34)
-0,26**
(-0,24)
-0,41***
(-0,24)
Constante 0,07 ns 0,07 ns 0,08 ns 0,07ns -0,08ns
χ² ajustement 5,01 ns 6,99 ns 4,66 ns 7,06 ns 8,96 ns
R² Nagelkerke 0,012 0,070 0,094 0,09 0,15
*** p<0,001 ; ** p<0,01 ; *p<0,05
Tableau 2 : Effets de la PPE attribuée à l’EP, du risque social et de la valorisation sur la
probabilité de choisir la cafetière 2, résultat des régressions logistiques.
Les modèles 7 et 8 permettent de valider H1. Même en contrôlant d’autres variables, la PPE
attribuée à l’entourage exerce un effet direct sur les choix pro-environnementaux (dans le
modèle 8, β=0,31 ; p=0,023 ; une augmentation d’une « unité » de PPE attribuée accroit la
probabilité de choisir la cafetière 2 de 36%). Mais, le degré de prédiction est faible. Malgré la
prudence qui s’impose pour commenter des pseudo-R², il est clair que la PPE attribuée
explique une faible part de la probabilité de faire des choix pro-environnementaux.. Le
modèle 9 permet de valider les hypothèses H2 et H4, le risque social (respectivement la
valorisation sociale) associé au choix de Nespresso influence positivement (resp.
Actes du 26ème Congrès International de l’AFM – Le Mans-Angers, 6 et 7 mai 2010
14
négativement) la probabilité de choisir la cafetière 2 (β=0,55 ; p<0,001 ; une augmentation
d’une « unité » de risque social accroit la probabilité de choisir la cafetière 2 de 74% ; β=-
0,42 ; p=0,003 ; une augmentation d’une « unité » de valorisation sociale diminue la
probabilité de choisir la cafetière 2 de 34%). Les résultats les plus intéressants ressortent des
modèles 10 et 11. Même s’il n’est pas possible Deux éléments peuvent être observés : 1)
l’effet de la PPE attribuée ne diminue pas lorsque la valorisation sociale est contrôlée, 2)
l’effet disparait lorsque le risque social est à son tour contrôlé. Le risque social exerce donc
une influence médiatrice totale sur la relation entre PPE attribuée et choix écologiquement
responsable, mais pas la valorisation sociale.
3.2. Discussion des résultats
Cet article change la façon d’envisager la Préoccupation Pour l’Environnement en l’étendant
au niveau interpersonnel et en considérant qu’elle peut exercer une influence normative sur
les décisions des consommateurs. Les résultats obtenus dans cet article donnent beaucoup
d’éléments pour appuyer la pertinence de cette théorie. La littérature sur la PPE en tant
qu’attitude générale souligne son faible rôle explicatif sur les décisions pro-
environnementales. Il aurait été surprenant qu’il en soit différent pour la PPE attribuée à
l’entourage pertinent. Malgré tout, un effet direct, faible mais stable, ressort des résultats et
indique que la sensibilité environnementale du groupe d’appartenance est susceptible de
modifier les choix de l’individu. Certains pourraient opposer que la PPE attribuée aux autres
peut, dans une certaine mesure, refléter les propres convictions environnementales de
l’individu puisqu’on sait que les réseaux se constituent prioritairement de façon homophile
(Degenne et Forsé, 2004). Mais le reste des résultats réduit la portée de cette critique puisqu’il
montre que pour que la PPE attribuée à l’entourage modifie les choix, il faut qu’elle
déclenche la perception d’un risque social.
Actes du 26ème Congrès International de l’AFM – Le Mans-Angers, 6 et 7 mai 2010
15
Ces résultats suggèrent qu’il est essentiel de faciliter le processus d’attribution de la PPE. En
d’autres termes, les entreprises proposant des produits écologiquement responsables et à la
rigueur les pouvoirs publics doivent stimuler un leadership d’opinion « politique » des
consommateurs responsables. Ces derniers doivent parler de leurs convictions à leur
entourage, de l’efficacité des produits écologiques qu’ils achètent, etc. L’enjeu est ici moins
de capitaliser sur l’influence plus traditionnellement informationnelle des leaders d’opinion
que sur l’influence normative qu’ils pourraient générer sur les personnes qui les entourent. De
simples mentions indiquant des phrases du type « vous protégez la planète, dites-le » sur les
emballages des produits écologiques, pourraient simplement contribuer à sortir leur
consommation du strict cadre privé.
L’influence informationnelle garde tout de même une place importante. Les effets de la PPE
attribuée sur le risque social lié à un achat écologiquement peu responsable sont modérés par
la nocivité environnementale attribuée à cet achat. C’est bien l’interaction entre des croyances
sur l’entourage et sur les produits qui est susceptible de provoquer le risque social puis les
choix pro-environnementaux. L’entourage et les marques doivent ainsi informer en évoquant
les dégâts causés par des alternatives non respectueuses de l’environnement.
Bien que rectifiée par la prise en compte de la nocivité perçue du choix, l’influence positive
de la PPE attribuée à l’entourage sur la valorisation sociale accordée à l’achat de la cafetière
Nespresso interpelle. Il peut cependant s’expliquer. Se conformer à des normes n’est pas, a
priori , un moyen efficace de valorisation personnelle. Il est plus judicieux de privilégier des
choix distinctifs permettant de s’individuer socialement (Maslach, Stapp, and Santee 1985).
La forte préoccupation environnementale attribuée à l’entourage représente une norme et s’y
conformer ne permet pas nécessairement d’en tirer une gratification sociale. Un choix non
écologique peut être une voie pour s’individuer et se valoriser, notamment s’il permet une
interaction originale avec l’entourage comme la permet Nespresso. Mais il ne doit pas être
Actes du 26ème Congrès International de l’AFM – Le Mans-Angers, 6 et 7 mai 2010
16
considéré comme un facteur susceptible de lourdement menacer le lien partagé avec
l’entourage. Le rôle des croyances sur la nocivité du produit redevient alors prégnant.
Dans cette recherche, de grandes précautions ont été prises pour éviter de générer un biais de
désirabilité sociale pour isoler l’influence de l’entourage Les résultats obtenus sont ainsi
moins contestables que dans d’autres études. Cependant, en faisant cela, cette recherche s’est
écartée de la réalité de l’achat des produits écologiques car ils sont généralement plus chers.
De plus, la catégorie de produit choisie était impliquante, alors que les décisions écologiques
portent le plus souvent sur des actes et achats plus quotidiens. Il sera intéressant de répliquer
cette étude en utilisant des produits labellisés écologiques, par exemple d’entretien ménager,
et en les opposant à des produits moins chers.
Actes du 26ème Congrès International de l’AFM – Le Mans-Angers, 6 et 7 mai 2010
17
Bibliographie
Ajzen I. (1991), The theory of planned behaviour, Organizational Behavior and Human
Decision Processes, 50, 179-211
Ajzen, I., et Fishbein, M. (1977). Attitude-behavior relations: A theoretical analysis and
review of empirical research. Psychological Bulletin, 84, 888-918.
Anderson W.T. et Cunningham W.H. (1972), The Socially Conscious Consumer, Journal of
Marketing, 36,3, 23-31.
Anderson W.T., Henion K.E. et Cox E. P. (1974), Socially vs Ecologically Concerned
Consumers, Combined Proceedings, Chicago, American Marketing Association, 304-311.
Balderjahn I. (1988), Personality Variables and Environmental Attitudes as Predictors of
Ecologically Responsible Consumption Patterns, Journal of Business Research, 17, 51-56
Bamberg S. (2003), How does environmental concern influence specific environmentally
related behaviors? A new answer to an old question, Journal of Environmental Psychology 23
21–32
Baron R.M. et Kenny D.A. (1986), The moderator-mediator variable distinction in social and
psychological research: conceptual, strategic, and statistical considerations, Journal of
Personality and Social Psychology, 51, 1173-1182.
Bauer R.A. (1960), Consumer Behavior as Risk Taking, Dynamic Marketing for a Changing
world, R.S Hancock ed., American Marketing Association, p. 389-398.
Berger I.E. et Corbin R.M. (1992), Perceived Consumer Effectiveness and Faith in Others as
Moderators of Environmentally Responsible Behaviors, Journal of Public Policy &
Marketing, 11, 79-89.
Bertrandias L. et Pichon P.-E. (2004a), « Enrichissement de la conceptualisation du risque
social en marketing », Actes CD-Rom du XXème Congrès International de l’Association
française de marketing, Saint Malo, 6 et 7 mai.
Actes du 26ème Congrès International de l’AFM – Le Mans-Angers, 6 et 7 mai 2010
18
Bertrandias L. et Pichon P.-E. (2004b), « Le risque social en marketing : Enrichissements
conceptuels et construction d’une échelle de mesure », Actes des XVIIèmes Journées
Nationales des IAE, IAE de Lyon, 3 et 4 septembre.
Crosby L.A. et Gill J.D. (1981), A causal path analysis of ecological behavior relating to
marketing, Advances in Consumer Research, 8, 630-636.
Dandouau J.-C. (1999), Le besoin d’information en situation d’achat et le comportement
d’information face au rayon : utilisation et effets de la communication électronique
interactive, Thèse de doctorat d’Etat es sciences de gestion, Université de Bourgogne, Dijon.
Degenne A. et Forsé M. (2004), Les réseaux sociaux, Armand Colin, Collection U,
Sociologie, 2nde ed.
Dembkowski S. et Hammer-Lloyd S. (1994), The environmental value-attitude system model:
a framework to guide the understanding of environmentally-conscious consumer behaviour,
Journal of Marketing Management, 10, 4, 593-603.
Ellen P.S. , Wiener J.L. et Cobb-Walgren C. (1991), The Role of Perceived Consumer
Effectiveness in Motivating Environmentally Conscious Behaviors, Journal of Public Policy
and Marketing, 10, 2, 102-117
Fransson N. et Garling T. (1999), Environmental Concern: Conceptual definitions,
measurement methods and research findings, Journal of Environmental Psychology, 19, 369-
382
Frick J., Kaiser, F.G. et Wilson M. (2004), Environmental knowledge and conservation
behavior: Exploring prevalence and structure in a representative sample, Personality and
Individual Differences, 37, 1597-1613
Giannelloni J-L. (1998), Les comportements liés à la protection de l’environnement et leurs
déterminants : un état des recherches en marketing, Recherche et Applications en Marketing,
13, 2, 98
Actes du 26ème Congrès International de l’AFM – Le Mans-Angers, 6 et 7 mai 2010
19
Gill J.D. Crosby L.A et Taylor J.R (1986), Ecological Concern, Attitudes and Social Norms in
Voting Behavior, Public Opinion Quarterly, 50, 537-554
Granzin K. et Olsen, J. (1991), Characterizing participants in activities protecting the
environment: a focus on donating, recycling, and conservation behaviors, Journal of Public
Policy & Marketing 10,1-27.
Heslop L.A., Moran.L. et Cousineau A. (1981), Consciousness in Energy Conservation
Behavior: An Exploratory Study, Journal of Consumer Research, 8, 3, 299-305.
Holt D.B. (1995), How consumers consume: A typology of consumption practices, Journal of
Consumer Research, 22, 1-16.
Jacoby J., Kaplan L. (1972), The Components of Perceived Risk, in Proceedings, Third
annual Conference of the Association for Consumer Research, M.Venkatesan ed, College
Park, Maryland : Association for Consumer Research, p. 382-393.
Kaiser F.G., Wölfing S. et Fuhrer U. (1999), Environmental Attitude and Ecological
Behaviour, Journal of Environmental Psychology, 19, 1-19
Kaiser, F. G. et Shimoda, T. A. (1999), Responsibility as a predictor of ecological behavior,
Journal of Environmental Psychology, 19, 243-253.
Kilbourne W. et Pickett G. (2008), How materialism affects environmental beliefs, concern,
and environ- mentally responsible behaviour, Journal of Business Research, 61, 885–893
Kinnear T.C, Taylor J.R. et Ahmed S.A. (1974), Ecologically Concerned Consumers: Who
Are They? Journal of Marketing, 38, 2, 20-24
Krishnamurthi L. (1983), The Salience of Relevant Others and Its Effect on Individual and
Joint Preferences: An Experimental Investigation, Journal of Consumer Research, 10, 1, 62-
72
Le Louarn P. (1997), La tendance à innover des consommateurs : analyse conceptuelle et
proposition d’une échelle de mesure, Recherche et Applications en Marketing, 12, 1, 3-19.
Actes du 26ème Congrès International de l’AFM – Le Mans-Angers, 6 et 7 mai 2010
20
Lee J.A et Holden S.J.S., (1999) Understanding the determinants of environmentally
conscious behavior, Psychology & Marketing, 16, 5, 373-392.
Mainieri, T., Barnett, E., Vaidero, T., Unipan, J., et Oskamp, S. (1997), Green buying: The
influence of environmental concern on consumer behaviour, The Journal of Social
Psychology, 137, 189-204.
Maloney M.P., Ward, M.P et Braucht G.N. (1975), Psychology in action: A revised scale for
the measurement of ecological attitudes and knowledge, American Psychologist, 30, 787-790.
Maslach C., Stapp J et Santee R. (1985), Individuation: conceptual analysis and assessment,
Journal of Personality and Social Psychology, 49 (3), 729-738.
McCarty J.A. et Shrum L.J. (2001), The influence of individualism, collectivism, and locus of
control on environmental beliefs and behaviour, Journal of Public Policy and Marketing, 20,
93–104.
Mick, David G. (1996), Are Studies of Dark Side Variables Confounded by Socially
Desirable Responding? The Case of Materialism, Journal of Consumer Research, 23
(September), 106–119
Murphy P.E., Kangun N. et Locander W.B. (1978), Environmentally Concerned Consumers --
Racial Variations, Journal of Marketing, 42, 61-66
Park C.W. et Lessig V.P. (1977), Students and Housewives: Differences in Susceptibility to
Reference Group Influences, Journal of Consumer Research, 4, 2, 102-110.
Roberts J. A. (1993), Sex differences in socially responsible consumers' behavior,
Psychological Reports; 73, 139–48.
Robinot E. et Giannelloni J-L (2009), La prise en compte de l'environnement naturel dans les
services, une échelle d'attitude, Recherche et Applications en Marketing, 24, 2, 29-51
Actes du 26ème Congrès International de l’AFM – Le Mans-Angers, 6 et 7 mai 2010
21
Rose R.L., Bearden W.O. et Manning K.C. (2001), Attribution and Conformity in Illicit
Consumption: The Mediating Role of Group Attractiveness, Journal of Public Policy &
Marketing, 20, 1, 84-92.
Samdahl D.M. et Robertson R. (1989), Social Determinants of Environmental Concern:
Specification and Test of the Model, Environment and Behavior, 21, 1, 57-81
Schahn J., et Holzer E. (1990), Studies of individual environmental concern. The role of
knowledge, gender, and background variables, Environment & Behavior, 22, 767–786.
Schlegelmilch B., Bohlen G. et Diamantopoulos (1996), The link between green purchasing
decisions and measures of environmental consciousness European Journal of Marketing, 30,
5, 35-55.
Schwepker C. et Cornwell T. (1991), An Examination of Ecologically Concerned Consumers
and Their Intention to Purchase Ecologically Packaged Products, Journal of Public Policy and
Marketing, Vol. 10 (2), 77-101
Shrum, L.J., Lowrey T. M., et McCarty J. A. (1994), Recycling as a Marketing Problem: A
Framework for Strategy Development, Psychology and Marketing, 11, 393-416
Stern, P. C. (2000), Toward a coherent theory of environmentally significant behaviour,
Journal of Social Issues, 56, 3, 407–424.
Strazzieri A. (1994), Mesurer l’implication durable vis-à-vis d’un produit indépendamment du
risque perçu, Recherche et Applications en Marketing, 9, 1, 73-92.
Tanner C. et Kast S. (2003), Promoting Sustainable Consumption: Determinants of Green
Purchases by Swiss Consumers, Psychology & Marketing, 20, 10, 883-902
Webb D. J., Mohr L. A. et Harris K. E. (2008), A Re-examination of Socially Responsible
Consumption and its Measurement, Journal of Business Research, 61, 91-98
Webster F. (1975), Determining the Characteristics of the Socially Conscious Consumer,
Journal of Consumer Research, 2, 3, 188-196
Actes du 26ème Congrès International de l’AFM – Le Mans-Angers, 6 et 7 mai 2010
22
Weigel R. et Weigel J. (1978), Environmental Concern: The Development of a Measure,
Environment and Behavior, 10, 3, 3-15
Wind Y. (1976), Preference of Relevant Others and Individual Choice Models, Journal of
Consumer Research, 3, 1, 50-57
Actes du 26ème Congrès International de l’AFM – Le Mans-Angers, 6 et 7 mai 2010
23
Annexe 1 : Scénario et situation de choix
Lisez attentivement le texte de mise en situation qui suit :
Vous possédiez une machine à expresso qui vient de tomber en panne. Vous vous apprêtez à
la changer mais ne voulez pas consacrer plus de 150 euros à cet achat. Vous êtes allé faire un
peu de repérage ans un grand magasin d’électroménager et vous avez plus particulièrement
repéré deux cafetières de la même marque et aux caractéristiques techniques voisines qui
pouvaient correspondre à ce que vous cherchiez. L’une est une cafetière à capsules Nespresso
(cafetière 1), l’autre une cafetière expresso acceptant du café moulu ou des dosettes papier
(cafetière 2). Vous hésitez entre les deux.
Fiche technique� Café moulu ou dosettes papier� Pompe 19 bars � Nouveau système "Extracrem"� Plateau chauffe-tasses � Réservoir 1.2 l� Compartiment de rangement des accessoires � Livrée avec 2 tasses�1260 W
Fiche technique� Insertion ergonomique de la capsule � Pompe 19 bars� Réservoir amovible : 1,2 litre� Réservoir à capsules usagées amovible � Grille repose-tasse relevable pour mug� Compartiment range-tasses� Livré avec 2 tasses et 12 capsules�1260 W
Cafetière n°1 Cafetière n°2149 €
149,90 €
Si vous deviez choisir l’une ou l’autre de ces deux cafetières, laquelle choisiriez vous ?
1 Cafetière n°1 2 Cafetière n°2
Actes du 26ème Congrès International de l’AFM – Le Mans-Angers, 6 et 7 mai 2010
24
Annexe 2 : Analyse en composante principales sur les croyances des personnes de
l’Entourage Pertinent, exemple de la première personne citée
Analyse en composantes principales, rotation Oblimin
KM0=0,76 ; Bartlett χ²=2245 (45ddl, sig.<0,001
Composantes Croyance
mesurée Questions :la personne 1… Extraction
1 2 3 4
serait prête à réduire sa
consommation pour aider à la
protection de l'environnement
0,808 0,893 - - -
est très concernée par les
problèmes environnementaux 0,771 0,871 - - -
pense que les consommateurs ne
font pas suffisamment d'efforts
pour préserver l'environnement
0,741 0,865 - - -
Croyance
Sensibilité à
l’environnement
achète des produits respectueux
de l'environnement chaque fois
que possible
0,740 0,856 - - -
est sensible aux phénomènes de
mode 0,795 - ,912 - -
aime essayer les nouveautés 0,760 - ,856 - -
Croyance
Sensibilité à la
nouveauté
est au toujours au courant des
dernières tendances 0,750 - 0,831 - -
accorde une importance
particulière au café 0,884 - - 0,953 - Croyance
implication
est un(e) vrai(e) amateur de café 0,876 - - 0,914 -
Croyance
connaissance
sait bien faire la différence entre
les différentes qualités de café 0,991 - - - 0,988
Variance expliquée totale - 81,16
Somme des carrés des facteurs - 3,09 2,40 2,06 1,39
Alpha de Cronbach de la dimension - 0,89 0,84 0,86 -
Actes du 26ème Congrès International de l’AFM – Le Mans-Angers, 6 et 7 mai 2010
25
Annexe 3 : Structure de l’échantillon (474 répondants)
Sexe
Hommes 56,3%
Femmes 43,7% Age, nombre de personnes au foyer, nombre d’enfants
Age du
répondant
Nombre Personnes au foyer
Nombre Enfants
Moyenne 38,10 3,00 1,24 Médiane 37,00 3,00 1,00 Ecart-type 13,015 1,334 1,185 Minimum 18 1 0 Maximum 87 6 6
25% 26,00 2,00 ,00 Quartiles 75% 49,00 4,00 2,00
Revenus annuels nets du foyer
Moins de 9 000€ 9,5% De 30 000 à 40 000 € 21,3% De 9 000 à 15 000 € 10,8% De 40 000 à 50 000€ 9,4%
De 15 000 à 22 500 € 17,9% De 50 000 à 60 000€ 6,2% De 22 500 à 30 000€ 18,1%
Plus de 60 000€ 6,4%
Niveau d’étude
Sans diplôme 2,5% BAC 19,9% BAC +3, Bac +4 28,1%
BEPC/CAP/BEP 14,2%
BAC +2 19,5% BAC +5 et plus 15,9%
Actes du 26ème Congrès International de l’AFM – Le Mans-Angers, 6 et 7 mai 2010
26
Annexe 4 : Mesures du risqué social et de la valorisation sociale
Analyse en composantes principales, rotation Oblimin
KM0=0,83 ; Bartlett χ²=3202 (36 ddl, sig.<0,001
Composantes Questions : si je choisis la cafetière Nespresso plutôt que l’autre, je
peux craindre/espérer que les personnes dont l’opinion comptent pour
moi…
Extr. 1 2
RS2 : se trompent à mon sujet 0,788 0,912 -
RS3 : interprètent mal ma façon de voir les choses 0,803 0,911 -
RS4 : soient déçues 0,792 0,897 -
RS1 : me critiquent 0,732 0,864 -
RS6 : de ne plus être sur la même longueur d'ondes que les personnes
dont l'opinion compte pour moi 0,614 0,727 -
RS5 : d'être en décalage avec les valeurs des personnes dont l'opinion
compte pour moi 0,618 0,718 -
VS3 : comprennent que je partage leurs valeurs 0,833 - 0,865
VS2 : comprennent mieux qui je suis vraiment 0,811 - 0,850
VS1 : me fassent des compliments 0,642 - 0,830
Variance expliquée totale - 73,68
Somme des carrés des facteurs - 4,56 2,62
Alpha de Cronbach - 0,92 0,83
Tableau A3-1 : Résultats de l’analyse en composante principales
χ² ddl χ²/ddl GFI AGFI RMSEA NFI CFI AIC
M0 1726,10 29 59,52 1670,10
M1 63,77 20 3,18 0,94 0,88 0,073 [0,052 ; 0,090] 0,96 0,97 25,77
Tableau A3-2 : Ajustement aux données, résultats de l’analyse factorielle confirmatoire