Les précédentes recherches sur les questions inappropriées
4.3. Résultats – Étude
Les analyses ont été conduites à l’aide du logiciel SPSS. Les corrélations, des moyennes et des écart-types d’une partie des variables étudiées dans cette étude sont disponible Tableau 3. Nous avons créé deux versions du questionnaire, afin de contrebalancer l’ordre des questions de recrutement. Nous avons réalisé une MANOVA à 1 facteur : Version (1 vs. 2) (cf. Annexe A2). Nous avons observé un effet principal significatif de l’ordre de présentation des questions. Ces différences se trouvent sur certaines catégories de questions et règles5. Néanmoins les
tailles d’effets concernant ces différences sont très faibles avec comme valeur maximale (r² ajusté = .064, n = 387) (voir Annexe A2 pour plus de détails).
5 Dans la catégorie questions « classiques » sur les règles de justice opportunité et validité ; dans la catégorie
« loisirs » sur les règles droit et vie privée, dans la catégorie « femme » sur les règles opportunité, droit et constance et pour la catégorie « senior » sur la règle opportunité.
96 Tableau 3
Tableau de corrélations, moyennes et écart-types de l’étude 1 (n= 408)
M ET 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 1. Genre 1,45 0,5 2. Âge 40,9 10,2 ,34** Classique 3. Opportunité 5,91 0,86 -,03 -,10 * 4. Droit 6,34 0,69 ,06 ,01 ,42** 5. Constance 5,37 0,96 -,06 -,07 ,25** ,23** 6. Validité 5,26 1,02 ,00 -,08 ,73** ,44** ,29** 7. Vie Privée 6,33 0,78 ,00 -,06 ,30** ,64** ,10* ,29** Loisirs 8. Opportunité 3,35 1,35 ,08 -,06 ,47 ** ,22** ,08 ,43** ,14** 9. Droit 3,91 1,44 ,20** ,02 ,25** ,46** ,15** ,25** ,38** ,53** 10. Constance 2,65 1,17 -,01 ,03 ,07 -,01 ,39** ,13** -,11* ,33** ,23** 11. Validité 2,88 1,22 ,06 -,06 ,34** ,20** ,07 ,43** ,08 ,70** ,45** ,30** 12. Vie Privée 4,19 1,54 ,16** ,03 ,21** ,31** -,02 ,18** ,41** ,33** ,62** ,02 ,32** Femme 13. Opportunité 2,07 1,01 ,04 ,05 ,21 ** ,06 ,01 ,22** ,01 ,42** ,26** ,15** ,40** ,14** 14. Droit 2,7 1,34 ,24** ,13** ,17** ,16** -,04 ,15** ,11* ,28** ,37** ,02 ,23** ,33** ,51** 15. Constance 2,91 1,43 ,01 ,17** -,03 -,11* ,22** ,00 -,18** ,01 ,01 ,29** -,01 -,09 ,10* ,24** 16. Validité 1,74 0,96 ,13* ,10 ,16** ,04 ,02 ,26** -,04 ,32** ,22** ,09 ,37** ,15** ,67** ,55** ,21** 17. Vie Privée 2,59 1,31 ,17** ,17** ,11* ,14** -,04 ,09 ,19** ,14** ,26** -,05 ,17** ,48** ,32** ,62** ,06 ,37** Senior 18. Opportunité 2,89 1,16 ,11 * ,11* ,30** ,12* ,00 ,26** ,11* ,43** ,30** ,05 ,33** ,21** ,55** ,45** ,07 ,40** ,31** 19. Droit 3,74 1,55 ,29** ,11* ,11* ,22** ,01 ,14** ,19** ,24** ,36** -,01 ,18** ,25** ,35** ,61** ,10* ,34** ,40** ,54** 20. Constance 2,89 1,23 ,09 ,18** -,06 -,13** ,28** -,02 -,23** ,00 ,02 ,32** ,00 -,13* ,12* ,14** ,69** ,13* ,00 ,12* ,23** 21. Validité 2,45 1,18 ,16** ,07 ,25** ,10* ,07 ,35** ,03 ,36** ,24** ,11* ,38** ,17** ,50** ,46** ,16** ,59** ,32** ,67** ,54** ,22** 22. Vie privée 3,82 1,45 ,18** ,15** ,14** ,22** -,03 ,10* ,34** ,12* ,29** -,12* ,10* ,34** ,24** ,47** ,01 ,23** ,53** ,43** ,63** ,08 ,36** Origine 23. Opportunité 1,5 1,06 ,10 -,03 ,04 -,06 -,10 * ,05 -,16** ,27** ,12* ,07 ,30** ,06 ,47** ,28** ,11* ,43** ,16** ,29** ,19** ,08 ,32** ,08 24. Droit 2,6 1,6 ,20** ,05 ,07 ,05 -,07 ,06 ,04 ,18** ,18** -,06 ,19** ,08 ,37** ,39** ,16** ,39** ,25** ,27** ,36** ,14** ,29** ,23** ,45** 25. Constance 2,27 1,43 -,05 ,12* -,05 -,11* ,20** -,02 -,14** -,01 -,08 ,23** -,04 -,16** ,03 ,06 ,68** ,10 -,03 ,00 ,07 ,62** ,06 -,03 ,12* ,22** 26. Validité 1,58 1,14 ,14** ,05 -,04 -,11* -,07 ,04 -,15** ,24** ,09 ,08 ,27** ,08 ,38** ,28** ,11* ,48** ,19** ,25** ,17** ,08 ,41** ,07 ,68** ,46** ,13** 27. Vie Privée 2,46 1,62 ,13** ,11* ,01 ,09 -,05 ,02 ,11* ,14** ,17** -,02 ,17** ,29** ,29** ,36** ,08 ,33** ,52** ,25** ,29** ,05 ,26** ,40** ,32** ,50** ,08 ,37**
97
Comparaisons questions appropriées et inappropriées sur les règles
de justice
Notre première hypothèse porte sur la comparaison entre les questions appropriées (classiques) et les questions inappropriées (Femmes, Origine et Loisirs) sur les règles de justice a) droit de demander l’information, b) validité apparente, c) opportunité de montrer ses compétences, d) constance dans l’évaluation et e) de respect de vie privée.
Nous avons donc effectué une ANOVA à Mesures Répétées avec deux facteurs intra- sujets 5 (Catégorie de Question : Classique vs. Loisirs vs. Femmes vs. Travailleur âgé vs. Origine) x 5 (Règles de justice : Droit de demander les informations vs. Respect de la vie privée vs. Opportunité de montrer ses compétences vs. Validité apparente vs. Constance dans l’évaluation).
Nous avons utilisé l’indice de Greenhouse-Geisser, car la sphéricité de nos données n’était pas respectée. Les epsilons ( ) étant majoritairement en dessous de .75 nous avons préféré cet indice plus conservateur que celui de Huynh-Feldt. Les effets multivariés avant la correction sont à retrouver dans l’annexe A3 (Tableau 1).
On observe un effet principal de la catégorie F(3.32, 1280.76) = 1787.3, p < .001 ; ηp2 = .82. Les contrastes des effets simples nous montrent que les questions classiques
(M = 5.86, ET = .03) sont significativement mieux évaluées sur les règles de justice (l’ensemble), que les questions portant sur les loisirs (M = 3.43, ET = .05), F(1, 386) = 2964.11, p < .001, ηp2 = .88), que celles sur les seniors (M = 3.15, ET = .05), F(1, 386) = 2967.94,
p < .001, ηp2 = .89., les femmes et la situation familiale (M = 2.41, ET = .04), F(1, 386) =
5079.04, p < .001, ηp2 = .93 et pour finir sur les questions portant sur les origines (M = 2.09,
98
On observe également un effet principal des règles de justice F(2.72, 1049.53) = 192.21, p < .001 ; ηp2 = .33, ces informations n’étant pas intéressantes pour notre hypothèse, elles sont
décrites dans le tableau 2 de l’annexe A3.
De plus on observe un effet d’interaction entre les catégories de questions et les règles de justice F(11.98, 4624.29) = 63.08, p < .001 ; ηp2 = .14. Nous souhaitons comparer les différences
entre les questions classiques (appropriées) et les questions inappropriées sur chaque règle de justice, afin de répondre plus spécifiquement à notre hypothèse. Nous avons fait des comparaisons par paire en post-hoc en réalisant un ajustement de Bonferroni (cf. Annexe A3 – Tableau 3).
Sur la règle « droit de demander ces informations » (H1a), les questions de la catégorie classique (M = 6.38, ET = .69) sont significativement plus élevées que les questions inappropriées ciblant les loisirs (M = 3.91, ET = 1.44) que celles ciblant la vie de famille, les femmes (M = 2.70, ET = 1.34), les travailleurs âgés (M = 3.73, ET = 1.55) et celles ciblant l'origine (M = 2.60, ET = 1.6).
Pour la règle de justice « respect de la vie privée » (H1b), les questions classiques (M = 6.33, ET = .78) sont évaluées comme étant significativement plus respectueuses de la vie privée que les questions inappropriées ciblant les loisirs (M = 4.19, ET = 1.54) suivis par les questions inappropriées ciblant les travailleurs âgés (M = 3.82, ET = 1.45), les questions inappropriées ciblant la vie de famille, les femmes (M = 2.59, ET = 1.31) et celles ciblant l'origine (M = 2.46, ET = 1.62).
Pour notre hypothèse H1c sur la règle « opportunité de montrer ses compétences », les questions classiques (M = 5.91, ET = .86) sont également mieux évaluées que les questions inappropriées ciblant les loisirs (M = 3.35, ET = 1.35), les travailleurs âgés (M = 2.89, ET = 1.16), la vie de famille, les femmes (M = 2.07, ET = 1.01) et pour finir celles ciblant l'origine (M = 1.50, ET = 1.06). Sur la règle « validité apparente » (H1d), les questions
99
classiques (M = 5.26, ET = 1.02) sont évaluées comme ayant plus de validité apparente que les questions inappropriées concernant les loisirs (M = 2.88, ET = 1.22), les travailleurs âgés (M = 2.45, ET = 1.18), la vie de famille, les femmes (M = 1.74, ET = .96) et l'origine (M = 1.58, ET = 1.14).
De même, on observe une différence significative pour la règle de justice de « la constance de l’évaluation » entre les questions appropriées (M = 5.37, ET = .96) et les questions inappropriées ciblant les loisirs (M = 2.65, ET = 1.17), la vie de famille /les femmes (M = 2.91, ET = 1.43), les travailleurs âgés (M = 2.89, ET = 1.23), et celles ciblant l'origine (M = 2.27, ET = 1.43). Notre hypothèse 1 est donc validée. Ces résultats montrent que toutes les catégories de questions inappropriées (femmes, travailleurs âgés et origine) sont plus faiblement évaluées sur toutes les règles de justice par rapport aux questions appropriées (cf. Figure 7).
1 2 3 4 5 6 7 8
Droit Vie Privée Opportunité Validité Constance
Mo ye n n e d 'acco rd
Règles d'évaluation de justice
Classique Loisirs Femmes Senior Origine
Figure 7
Évaluation des questions de recrutement par règles d’évaluation de justice selon la catégorie de la question.
100
Comparaison intergroupe
4.3.2.1. Le genre
Afin d’étudier l’effet du genre sur l’évaluation de justice des questions orientées vers les femmes, la famille, nous avons effectué une MANOVA à un facteur inter-sujet, le Genre (Femmes vs. Hommes) sur l’évaluation des règles de justice des questions dans la catégorie inappropriée ciblées sur les femmes, la situation familiale. On observe un effet global significatif du genre F(5, 381) = 6.4, p < .001 ; λ de Wilks = ,923 ; ηp2 = .08.
Figure 8
Histogramme des différences de genre sur l’évaluation des règles de justice des questions inappropriées ciblées sur les femmes – la situation familiale
1 2 3 4 5 6 7
Droit Vie Privée Opportunité Validité Constance
Mo ye n n e d 'acco rd
Règle d'évaluation de justice
101
Plus précisément, on obtient un effet significatif du genre sur plusieurs règles de justice. Pour la règle de justice « droit de poser cette question » F(1, 385) = 25.90, p < .001 ; ηp2 = .06,
tel que les femmes (M = 2.39, ET = 1.16) évaluent les questions inappropriées ciblées sur les femmes comme étant moins permises que les hommes (M = 3.0, ET = 1.42). De même, pour la règle de justice « respect de la vie privée » F(1, 385) = 10.74, p < .001 ; ηp2 = .03, les femmes
(M = 2.38, ET = 1.25) évaluent moins bien ces questions que les hommes (M = 2.81, ET = 1.32). Les femmes (M = 1.62, ET = .84) perçoivent moins de « validité apparente » sur ces questions que les hommes (M = 1.87, ET = 1.05, F(1, 385) = 6.56, p < .05 ; ηp2 = .02. Pour les autres
règles nous n’observons pas d’effet du genre sur la règle de justice de « la constance de l’évaluation » avec F(1, 385) = .04, ns et la règle « d’opportunité de démontrer ses compétences » F(1, 385) = .68, ns. Notre hypothèse est donc partiellement validée (cf. Figure
8).
4.3.2.2. L’âge
Nous avons également réalisé une MANOVA avec un en facteur inter- sujet Âge (moins de 45 ans vs. plus de 45 ans). On observe un effet global significatif de l’âge F(5, 389) = 4.02, p < .001 ; λ de Wilks = ,95 ; ηp2 = .05. Nous observons des différences significatives, mais dans
le sens contraire de notre hypothèse, tel que les travailleurs de moins de 45 ans évaluent les questions ciblées sur les travailleurs âgés comme respectant moins plusieurs règles de justice. Les personnes de moins de 45 ans (M = 3.2, ET = 1.44) évaluent les questions inappropriées ciblées sur les travailleurs âgés comme respectant moins la dimension « droit » que les plus de 45 ans (M = 3.03, ET = 1.26), F(1, 393) = 3.92, p < .05 ; ηp2 = .01, de même, comme respectant
moins la vie privée F(1, 393) = 7.52, p < .01 ; ηp2 = .02 (respectivement M = 3.67, ET = 1.38
102
Les moins de 45 ans (M = 2.78, ET = 1.10) perçoivent également moins d’opportunité de démontrer ses compétences face à ces questions que les plus de 45 ans (M = 3.03, ET = 1.26) F(1, 393) = 4.39, p < .05 ; ηp2 = .01 ainsi que moins de constance dans l’évaluation F(1, 393) =
11.55, p < .001 ; ηp2 = .03 (avec respectivement M = 2.72, ET = 1.13 et M = 3.14, ET = 1.31).
Nous n’observons pas d’effet de la catégorie d’âge sur la règle de justice de la validité apparente avec F(1, 385) = 1.56, ns. Notre hypothèse n’est donc pas validée.
Figure 9.
Histogramme des différences d’âge sur l’évaluation des règles de justice des questions inappropriées ciblées sur les travailleurs âgés.
1 2 3 4 5 6 7
Droit Vie privée Opportunité Validité Constance
Mo ye n n e d 'acco rd
Règles d'évaluation de justice Moins de 45 ans Plus de 45 ans
103
Comparaison intragroupe
4.3.3.1. Le genre
Notre quatrième hypothèse porte sur l’évaluation des règles de justice des questions inappropriées ciblées sur les femmes – la situation familiale, soit évaluée différemment selon le degré de conscience du stigmate des femmes au recrutement. On observe en effet des corrélations significatives (cf. Tableau 3, Annexe A3) entre la conscience du stigmate des femmes au recrutement et la règle du droit d’obtenir l’information (r(219) = -.20, p < .01) mais pas sur les autres règles de justice (respect vie privée, opportunité, validité et constance). L’hypothèse 4 est donc partiellement validée.
On observe également un effet de l’expérience passée de discrimination sur l’évaluation due la constance de l’évaluation, plus particulièrement de la discrimination liée au genre (r(219) = -.18, p < .01) et de la discrimination liée à la situation familiale (r(219) = -.18, p < .01).
4.3.3.2. L’âge
Afin d’étudier les différences de perceptions dans le sous-groupe des travailleurs âgés, nous avons réalisé cette analyse exclusivement sur les personnes ayant répondu aux questions relatives à la conscience du stigmate liées à l’âge et s’étant donc catégorisée comme étant des travailleurs âgés (n = 120). La moyenne d’âge de cet échantillon est de 51.5 ans (ET = 5.73). Pour la conscience du stigmate des travailleurs âgés, on observe une relation négative significative avec la règle du droit (r (118) = -24, p < .01) et celle du respect de la vie privée (r(118) = -.32, p < .01) (cf. Tableau 4, Annexe A3). Nous n’observons pas d’effet de l’expérience passée de discrimination liée à l’âge, ni de l’âge sur l’évaluation des règles de justice.
104
4.4. Discussion - Étude 1
Les résultats nous montrent que les questions inappropriées provenant de toutes les catégories testées dans cette étude (loisirs, situation familiale, genre et origine) sont évaluées comme respectant moins toutes les règles de justice testées que les questions « classiques », appropriées. Ce résultat correspond aux propositions théoriques émises par Gilliland et Steiner (2012). Une question inappropriée est donc problématique dans un entretien de recrutement pas seulement à cause de sa dimension inappropriée ou invasive de la vie privée comme cela peut être attendu. La méthodologie utilisée nous a permis de montrer que lorsque l’on fait une évaluation de justice isolée sur une seule question inappropriée, celle-ci montre également peu d’opportunité de démontrer des compétences utiles pour le poste, peu de validité apparente (percevoir que la question est reliée au poste) avec les tâches ainsi que respectant moins la constance dans l’évaluation que les questions « classiques ». Ces différences sont assez fortes et ont des tailles d’effet importantes. Cet effet concerne également les questions concernant les loisirs, bien que celle-ci n’est pas perçue comme problématique dans la pratique et est tolérée. Concernant la loi, une interprétation stricte de celle-ci nous a conduits à classer ces questions comme étant inappropriées, nos résultats confirment cette catégorisation. Nous pouvons observer que les moyennes obtenues sur l’évaluation de justice de cette catégorie de question diffère peu des questions ciblées sur l’âge (cf. Tableau 3, Annexe A). Des précédentes études se sont plus particulièrement intéressées aux questions dites « puzzle » (« Combien de stations essence, y-a-t ’il aux États-Unis ? »). Ces questions se sont répendues, mais elles sont perçues par les candidats comme étant moins justes que des questions comportementales et ont moins de validité apparente (Wright, Sablynski, Manson, & Oshiro, 2012).
105
Les différences individuelles (inter-groupe ou intra-groupe) s’expriment presque exclusivement sur les règles de justice droit et invasion de la vie privée. Les différences que nous avons observées, bien que significatives, ont néanmoins des tailles d’effets très faibles. Ce résultat nous amène à statuer à un certain consensus dans l’évaluation de la satisfaction/ violation des règles de justice. Ces résultats sont cohérents avec ceux d’Hausknecht et al. (2004) qui trouvent également des tailles d’effet faibles des caractéristiques démographiques dans le contexte des réactions des candidats. Concernant les différences intragroupes, la conscience du stigmate montre un effet sur l’évaluation des règles de justice droit et respect de la vie privée. Plus les personnes sont conscientes d’être stigmatisée plus elles sont vigilantes et sensibles aux indices subtils de discrimination. Cette échelle est corrélée avec l’expérience passée de discrimination, mais a un apport particulier. En effet, nous n’observons pas d’effet de l’expérience passée de discrimination sur l’évaluation des règles de justice. La mesure de la conscience du stigmate est donc plus efficace pour détecter des différences intra-groupes.
Pour l’âge, nous avons observé un effet inverse à nos hypothèses tel que les personnes de moins de 45 ans percevaient moins de satisfaction des règles de justice vis-à-vis des questions ciblées sur les travailleurs âgés. Nous pouvons faire l’hypothèse que les pratiques de recrutement ont changé, et que les mauvaises pratiques qui étaient tolérées il y a quelques années le sont de moins en moins.
Anderson (2010) a montré dans une méta-analyse que les réactions des candidats vis-à- vis des méthodes de recrutement sont plutôt généralisables que spécifiques au contexte. Ces règles sont décrites comme étant normatives, car elles ont tendance à être partagées par la plupart des individus qui se trouvent dans une même culture (Cropanzano et al., 2015). Notre méthodologie a donc peut-être conduit les participants à faire une évaluation du respect ou non des normes sans l’influence d’un contexte. Cette évaluation « froide » peut limiter l’apparition des différences individuelles et s’apparenter à une mesure de la norme. Nous étudierons dans
106
la suite de cette thèse l’impact des questions inappropriées dans un contexte d’entretien comportant un ensemble de questions à évaluer, et pourrons observer l’impact de l’ajout d’informations sur l’évaluation de justice.
De plus, il nous parait important d’étendre le type de réaction des candidats à étudier par rapport aux précédentes études (Ababneh et al., 2013; Saks & McCarthy, 2006; Steiner et al., 2004) et d’étudier les perceptions de discrimination que celle-ci peut induire. Nous nous intéresserons également aux facteurs individuels qui peuvent minimiser (croyances justificatrices du système) ou augmenter (consciences du stigmate) la détection de la discrimination et d’explorons leur effet sur l’évaluation de justice.