Analyse factorielle

Nous avons effectué une analyse en composantes principales (ACP), avec rotation varimax, dans le but d’estimer la validité des variables organisationnelles présentes dans notre modèle. Selon Roussel et alii (2005), l’ACP est l’analyse factorielle la plus appropriée⁸⁶, lorsque le niveau de connaissance de la structure factorielle des concepts est faible et lorsque le type de traitement d’analyse des données envisagé est la régression. Ces deux conditions sont réunies dans notre cas.

De façon à faire ressortir une structure factorielle claire, nous avons écarté la rotation oblique et opté pour la rotation orthogonale pour plusieurs raisons : (1) la rotation orthogonale est recommandée lorsqu’elle précède des analyses telles que la régression, car elle élimine les phénomènes de multicolinéarité entre variables (Jolibert et Jourdan, 2006) ; (2) la rotation oblique (oblimin ou promax) est privilégiée lorsqu’il est anticipé un certain degré de chevauchement entre les dimensions à identifier (Igalens et Roussel, 1998). Or, ici, aucune hypothèse n’est faite quand au degré de chevauchement entre les dimensions. Parmi les principaux types de rotation orthogonale (varimax, quartimax ou equimax), nous avons choisi la rotation orthogonale varimax dans le but de minimiser le nombre de variables qui ont des contributions élevées sur un axe (Igalens et Roussel, 1998), ceci afin de constituer des indicateurs qui ne soient pas trop hétérogènes.

86 Les analyses factorielles les plus couramment utilisées en sciences de gestion sont de trois types : analyses factorielles par le maximum de vraisemblance, en axes principaux ou en composantes principales. L’analyse factorielle par maximum de vraisemblance suppose le respect de l’hypothèse de multinormalité des variables et le recours à un échantillon de taille moyenne, ce qui n’est pas le cas ici. L’analyse factorielle en axes principaux est une technique itérative qui permet d’identifier le nombre de facteurs communs et qui tient compte de l’estimation des erreurs de mesure. Elle est recommandée lorsqu’il est envisagé de traiter les données dans un modèle d’équations structurelles (Roussel et alii, 2005).

Nous avons réalisé une première ACP avec l’ensemble des indicateurs organisationnels quantitatifs intervalles, ainsi qu’avec les variables quantitatives intervalles « Responsabilité », « Contindus », « Contmarchande ». La valeur de l’indice KMO est élevée (0,880), justifiant la mise en œuvre d’une analyse factorielle⁸⁷ (Jolibert et Jourdan, 2006). Le pourcentage de la variance expliquée par les huit facteurs est de 53 %. Dans le cadre de cette première ACP, nous nous sommes intéressés aux communalités (tableau D en annexe 1), ainsi qu’aux contributions des indicateurs aux facteurs. Nous avons éliminé les indicateurs ayant une communalité trop faible, inférieure à 0,4 (Igalens et Roussel, 1998). Nous avons donc éliminé les variables « Incident » (communalité = 0,272), «AQ1» (communalité = 0,346) et « Contmarchande » (communalité = 0,335), «AQ6» (communalité = 0,398), «AQ15» (communalité = 0,315). Nous avons aussi éliminé les indicateurs ayant des contributions supérieures à 0,3 sur plusieurs facteurs, après une rotation varimax (Igalens et Roussel, 1998), ce qui est le cas de la variable «AQ17» (tableau E en annexe 1).

Nous avons ensuite procédé à une seconde ACP (la valeur de l’indice KMO étant de 0,867 pour cette seconde ACP) sans inclure les variables ci-dessus. Les communalités sont supérieures à 0,4 (tableau F en annexe 1). L’information restituée par cette seconde ACP apparaît convenable (58,4 % de la variance totale), puisqu’elle permet de restituer suffisamment de la variance totale, c’est-à-dire plus de 50% (Igalens et Roussel, 1998). L’ACP permet de faire ressortir une structure factorielle composée de 8 facteurs, dont la valeur propre est supérieure à 1 (tableau 11), seuil pour retenir ou non un axe factoriel (Igalens et Roussel, 1998). Le tableau 12 montre les contributions des indicateurs organisationnels aux composantes principales supérieures à 0,1 après rotation varimax.

Tableau 11 : Valeurs propres et pourcentage de variance expliquée par les facteurs principaux Facteurs Valeur propre % de Variance % de Variance cumulée

1 4,966 17,124 17,124 2 3,286 11,330 28,455 3 _{2,289 7,894 36,349} 4 _{1,635 5,639 41,988} 5 _{1,551 5,349 47,336} 6 _{1,178 4,063 51,399} 7 _{1,038 3,581 54,979} 8 _{1,007 3,473 58,453} 87

Tableau 12 : Contribution factorielle des indicateurs organisationnels après une rotation Varimax

Facteurs Indicateurs 1 2 3 4 5 6 7 8 AQ2 _{-0,106 0,147 -0,153} ^0,785 AQ3 0,703 AQ4 0,732 AQ5 0,656 _{0,126 0,239} AQ7 0,641 0,134 _{0,131 -0,150} AQ8 0,657 0,119 _-0,146 AQ9 0,667 0,241 _0,143 AQ10 0,779 AQ11 0,146 0,792 AQ12 _-0,129 0,709 _0,263 AQ13inv -0,172 -0,252 0,550 _{-0,122 0,216 0,139 -0,227} AQ14 -0,233 ^0,669 0,115 0,211 AQ16 0,180 _0,255 0,626 _{0,145 -0,147} AQ18 _0,105 0,744 _0,131 AQ19 0,135 0,801 AQ20 0,205 0,813 0,141 AQ21 0,140 0,808 _0,157 AQ22 _{0,736 0,206} AQ23 0,138 0,111 0,710 AQ24 0,117 0,146 0,778 AQ25 _0,110 0,810 AQ26 0,181 ^0,777 Autonomie dans l’ordre des opérations (Order) 0,153 ^0,680 Autonomie dans les temps opératoires (Delais) -0,134 ^0,757 0,114 Contrainte industrielle (Contindus) -0,138 0,119 ^-0,584 0,267 0,234 Horaires individualisés (Hordet) ^{0,268 0,120 0,119 -0,241 -0,} 564 Responsabilité 0,156 -0,160 ^0,700 0,116 Densité du travail (FormalX) ^0,756 -0,105 Obligation de se dépêcher (Depech) 0,706 _-0,165

Le facteur 1 se recoupe avec la variable « contenu cognitif du travail». Nous n’avons pas conservé l’indicateur AQ1 (« apprentissage de choses nouvelles ») pour la mesurer, car sa communalité était trop faible, et nous avons ajouté l’indicateur « AQ8 » dans la variable « contenu cognitif du travail », car celui-ci est fortement corrélé au facteur 1.

Le facteur 3 correspond à la variable «contrainte temporelle ». Nous n’avons pas maintenu l’indicateur AQ17 (« Travail bousculé») pour la mesurer, car celui-ci n’est pas assez discriminant (sa contribution est supérieure à 0,300 sur plusieurs facteurs).

Les facteurs 2 et 4 correspondent aux variables « soutien du supérieur » et « soutien des collègues ». Ceci renforce la pertinence de diviser les dimensions du soutien social, puisque ces deux dimensions du soutien social ne sont pas liées à un seul facteur isolé, mais à deux facteurs indépendants. De plus, les niveaux d’inter-corrélation entre les différents indicateurs des variables « soutien du supérieur » et « soutien de collègues » sont inférieurs à 0,3 (excepté pour la corrélation entre AQ21 et AQ36 qui est égale à 0,31), soulignant le manque de cohérence interne du concept de soutien social de Karasek et Theorell (1990).

Le facteur 5 correspond à que nous qualifions de contrainte de « tension ». Cependant, les différents indicateurs organisationnels qui contribuent le plus à cet axe factoriel sont trop faiblement corrélés entre eux (les niveaux d’inter-corrélation entre les différents indicateurs sont inférieurs à 0,3) pour mesurer une seule et même variable organisationnelle.

Le facteur 6 s’accorde avec la variable « autonomie procédurale », car il regroupe les indicateurs liés à la possibilité de faire varier l’ordre des tâches (Order), ainsi que les délais (Delais) sur son pôle positif. Son pôle négatif est corrélé à l’indicateur « Contindus ». Ce résultat est en accord avec une étude de Bué et Rougerie (1999). Selon ces deux auteurs, lorsque le travail s’inscrit dans des contraintes industrielles (cadences, normes de production ou délais à respecter), les possibilités de faire varier les délais diminuent et les prescriptions sur la manière d’effectuer le travail augmentent. Les indicateurs organisationnels qui composent cette composante principale sont faiblement corrélés entre eux (les niveaux d’inter-corrélation entre les différents indicateurs sont inférieurs à 0,3). Nous n’avons pas

conservé l’indicateur « AQ6 » (« liberté de décider comment faire son travail ») pour mesurer l’ « autonomie procédurale » car sa communalité était trop faible (inférieur à 0,400).

Le facteur 7 rassemble les indicateurs organisationnels de coordination du travail, « Niveau de responsabilité » (Responsabilité) et « Densité du travail » (FormalX).

Enfin, le facteur 8 regroupe les variables « Horaires individualisés » (Hordet) sur son pôle négatif (plus ou moins grande liberté du salarié dans la détermination de ses horaires) et « Monotonie » (AQ1) sur son pôle positif. Leur niveau d’inter-corrélation est faible (inférieur à 0,2).

Au travers de cette ACP, nous pouvons percevoir que notre critique vis-à-vis du modèle de Karasek et Theorell (1990) est justifiée. Certes, nous retrouvons en partie les variables du modèle. Cependant, certains des items (AQ1, AQ2, AQ6, AQ14, AQ15, AQ16, AQ17, AQ18) définis par Karasek et Theorell (1990) ne contribuent que très faiblement ou pas du tout aux variables définies par ces auteurs (demande psychologique et latitude de décision). Pour la variable « soutien social », deux dimensions sont isolées : l’une a trait au soutien du supérieur (facteur 2), l’autre au soutien des collègues (facteur 4). Les différentes dimensions regroupées dans les variables « latitude décisionnelle » et « demande psychologique » de Karasek et Theorell (1990) apparaissent trop hétérogènes pour être regroupées au sein d’une seule et même variable.

Nos résultats convergent avec ceux de Karnas et Hellemans (2002). Ces deux auteurs ont réalisé une analyse à partir de l’étude belge Belstress, qui inclut le questionnaire de Karasek et Theorell (1990) et qui porte sur un échantillon important de 21000 individus. En ne considérant que les facteurs liés au modèle de Karasek, ces deux auteurs ont retrouvé une structure factorielle assez proche de la nôtre. Nos résultats interrogent la pertinence de l’opérationnalisation des concepts de Karasek et Theorell (1990). Dès lors, nous pouvons nous questionner sur l’apport d’une analyse des liens entre organisation du travail et santé au travail basée sur les concepts de demande psychologique et de latitude décisionnelle tels qu’ils sont opérationnalisés par Karasek et Theorell (1990). Il nous faut cependant nuancer

notre propos. Certaines de nos variables sont en effet inspirées du modèle de Karasek et Theorell telles les variables « contenu cognitif du travail » et « contrainte temporelle ». D’autres variables (soutien du supérieur et soutien des collègues) sont construites à partir de la séparation des deux dimensions contenues dans la variable « soutien social » présente dans le modèle de Karasek et Theorell.

Par ailleurs, notre étude confirme l’idée développée par Breaugh (1985) et Jackson et alii (1993), selon laquelle on ne peut concevoir l’autonomie au travail que dans une approche multidimensionnelle. Ces résultats plaident donc pour la construction de variables d’organisation plus opératoires, constituées de composantes homogènes.