Qualités psychométriques des mesures

Comme le précisent Gagné et Godin (2012), pour vérifier les questions de recherches, il importe de fournir des preuves appuyant la validité et la fidélité des scores aux construits utilisés. Dans cette étude, les vérifications faites en ce sens concernaient la fidélité, la validité convergente et la validité factorielle des scores aux construits. En ce qui concerne les analyses effectuées pour vérifier la validité factorielle, précisons que la taille d’échantillon ne permettait pas l’application de l’analyse factorielle confirmatoire. Par conséquent, des analyses exploratoires ont été effectuées. En outre, une rotation orthogonale (varimax) a été effectuée puisque la corrélation entre les facteurs (lorsqu’il y avait présence de plus d’un facteurs) était inférieure à .32, soit la valeur à partir de laquelle Tabachnick et Fidell (2001) suggèrent d’appliquer une rotation oblique.

Le Tableau 3 présente les coefficients alpha de Cronbach de chacune des 11 variables mesurées. Exception faite des croyances comportementales, variable pour laquelle le coefficient alpha de Cronbach était de .53, toutes les variables avaient un coefficient alpha de Cronbach qui se situait entre .67 et .87, ce qui révèle une consistance interne adéquate (.60 étant le seuil inférieur généralement accepté par les utilisateurs de la TCP) (Bartee, Grandjean & Bieber, 2004).

41 Tableau 3: Coefficient alpha de Cronbach pour chacune des variables à l'étude (n=71)

Variable (nombre d’items) Non standardisé Standardisé No. des items

Attitude (7 items) .69 1, 2, 3, 4, 5, 6, 7

Norme subjective (4 items) .77 8, 23, 37, 52

Perception du contrôle (5 items) .67 9, 24, 38, 53, 58 Croyances comportementales (8 items) .53 10, 11, 12, 13, 14, 15, 16, 17 Croyances normatives (7 items) .81 25, 26, 27, 28, 29, 30, 31

Importances des croyances liées au contrôle (9 items)

.78 43, 44, 45, 46, 47, 48,

49, 50, 51

Intention (4 items) .87 18, 32, 39, 54

Norme descriptive (4 items) .76 19, 33, 59, 60

Norme morale (4 items) .81 20, 34, 40, 55

Croyance en l’existence de rôles

sociaux (4 items) .78 21, 35, 41, 56

Identité personnelle (4 items) .82 22, 36, 42, 57

En ce qui concerne les croyances comportementales, selon Fishbein et Ajzen (2010) une valeur inférieure à .60 n’est pas préoccupante, pour autant qu’elle ne concerne que les construits indirects de la TCP. En effet, selon ces auteurs, il est possible qu’un individu ambivalent possède des croyances en apparente contradiction, donnant ainsi lieu à une faible association entre les items. Par ailleurs, les analyses statistiques révèlent que chacun des construits indirects, dans cette étude, étaient davantage liés à leur construits directs respectifs qu’aux autres variables, ce qui tend à supporter la validité convergente des mesures (voir Tableau 4).

Tableau 4: Coefficients de corrélation entre les construits directs et indirects de la TCP (n=71)

Attitude Norme subjective Perception du contrôle Croyances comportementales .50* .45* .47* Croyances normatives .27 .57* .46 Importance des croyances liées au contrôle .46 .35* .48

* : Coefficient de Spearman. Les croyances comportementales et la norme subjective sont des variables qui n’étaient pas distribuées normalement dans cette étude. Conséquemment, dans ce tableau, c’est le coefficient de Spearman qui est rapporté lorsqu’au moins une de ces deux variables est impliquée. Dans les autres cas, c’est le coefficient de corrélation de Pearson qui est rapporté.

Note. Toutes les corrélations indiquées dans ce tableau sont statistiquement significatives à p < .05.

Il importe également d’apporter quelques précisions concernant la variable perception du contrôle. Cinq items mesuraient initialement ce construit (les items 9, 24, 38, 53 et 58 du questionnaire présenté en annexe). Le coefficient alpha de Cronbach de ce construit, en considérant les 5 items, était de .59. Les analyses

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statistiques ont révélé qu’en retirant l’item 58, ce coefficient pouvait passer à .61, et, en retirant l’item 38, passer encore à .67. Bien que l’analyse factorielle menée sur ce construit indique qu’il n’y aurait qu’une seule dimension à la perception du contrôle (un seul eigenvalue supérieur à 1), la valeur des saturations suggère la présence de deux facteurs, composés des items 9, 24 et 53 d’une part, et des items 38 et 58 d’autre part. Toutefois, comme le coefficient alpha de Cronbach des items 38 et 58 était de .29, ceux-ci ont été retirés des analyses subséquentes. Précisons que ces résultats sont concordants avec d’autres études, qui montrent que les items mesurant la perception du contrôle tendent à former deux facteurs : un premier, lié à l’intention et au comportement, qui reflète l’idée de la perception de la capacité, de la confiance et de l’habileté, et un second, lié plutôt à l’idée de l’autonomie (Hagger & Chatzisarantis, 2005; Norman & Hoyle, 2004; Armitage & Conner, 2001, 1999a; Povey, Conner, Sparks, James & Shepherd, 2000; Sparks, Guthrie & Shepherd, 1997).

Par ailleurs, une analyse factorielle a été menée sur chaque construit direct de la TCP, de même que sur les quatre variables ajoutées au cadre théorique, c’est-à-dire la norme descriptive, la norme morale, la croyance en l’existence de rôle sociaux et l’identité personnelle. Outre la perception du contrôle, pour laquelle des détails découlant de l’analyse factorielle ont été donnés précédemment, certaines précisions s’imposent.

La première précision concerne la norme subjective et la norme descriptive. Selon Fishbein et Ajzen (2010), il est approprié de combiner ces deux variables. Or, une analyse factorielle des huit items liés à ces variables (soit les items 8, 23, 37 et 52 pour la norme subjective, et les items 19, 33, 59 et 60 pour la norme descriptive) montre clairement la présence de deux facteurs (deux eigenvalues sont supérieurs à 1). La saturation de chacun de ces items sur chacune des deux dimensions indique tout aussi clairement que la norme descriptive et la norme subjective sont bel et bien deux construits distincts. En effet, les quatre items associés à la norme subjective saturent tous à plus de .30 uniquement sur le premier facteur, alors que les quatre items associés à la norme descriptive saturent tous à plus de .30 uniquement sur le second facteur. Il n’y a donc pas de saturation croisée.

La seconde précision concerne la norme morale et l’identité personnelle (mesurées respectivement par les items 20, 34, 40 et 55 et par les items 22, 36, 42 et 57). La matrice des coefficients de corrélation de Spearman montre une corrélation de .80 entre ces deux variables ce qui pourrait suggérer qu’il s’agit en fait d’un seul construit, ou du moins de deux construits fort semblables. L’analyse factorielle indique la présence d’un seul eigenvalue supérieur à 1. Quant à l’analyse des saturations (voir le Tableau 5), elle indique la présence de saturation croisée (les items associés à un construit ne se regroupent pas sur un seul et même facteur). Finalement, la mesure du coefficient alpha (standardisé) pour l’ensemble de ces items est de .89. Ainsi, la comparaison des modèles de régression ne comptabilisant que l’une ou l’autre de ces deux variables a conduit à l’abandon du construit de norme morale dans les analyses, puisque les résultats impliquant cette

43 dernière variable étaient plus instables. En effet, lorsqu’étaient conservés les items associés au construit de norme morale, les résultats de l’étude variaient selon la méthode choisie pour procéder à l’entrée des variables dans le modèle (stepwise ou entrée forcée des variables). Or ce n’était pas le cas lorsque l’on conservait plutôt les items formulés en vue de mesurer l’identité personnelle. En conséquence, seuls ces items ont été considérés dans les analyses de régression.

Tableau 5: Saturation des items mesurant la norme morale et l'identité personnelle sur une solution à deux

facteurs

Item Facteur 1 Facteur 2

20 .53 .52 34 .14 .68 40 .67 .55 55 .74 .30 22 .70 .33 36 .38 .68 42 .78 .19 57 .68 .25

Finalement, mentionnons que les analyses factorielles menées sur les items mesurant l’attitude, l’intention et la croyance en l’existence de rôles sociaux ont toutes montré que ces construits n’avaient chacun qu’une seule dimension.