Proposition d’une échelle de mesure de la pression temporelle ultime (PTU)
Andréa Gourmelen * Docteur en sciences de gestion
Université de Bretagne Occidentale, Laboratoire ICI (EA2652)
Marine Le Gall-Ely Professeur des universités
Université de Bretagne Sud, Laboratoire IREA (EA4251)
Bertrand Urien Professeur des universités
Université de Bretagne Occidentale, Laboratoire ICI (EA2652)
* Université de Bretagne Occidentale -Laboratoire ICI EA2652 ; 12 rue de Kergoat CS93837 29238 Brest Cedex 3. Tél : 02.98.01.73.68 ; mail : [email protected]
Proposition d’une échelle de mesure de la pression temporelle ultime (PTU)
Résumé en français de 100 mots au maximum :
Pour mieux tenir compte de l’hétérogénéité des consommateurs âgés, cette recherche propose une échelle de mesure de la pression temporelle ultime : disposition psychologique se manifestant par la conscience d’un temps restant à vivre limité par le rapprochement de l’échéance ultime et les réactions affectives l’accompagnant. Une étude qualitative nous permet de distinguer 3 dimensions (cognitive, affective positive, affective négative) et de générer des items. Suite à des analyses factorielles (3 échantillons ; 724 retraités), nous obtenons une échelle (11 items ; 3 dimensions) aux propriétés psychométriques satisfaisantes.
Son influence sur les motivations au bénévolat montre son utilité en marketing social.
Mots-clés : Pression temporelle ultime, consommateurs âgés, échelle de mesure
Proposition of a measurement scale of ultimate time pressure (UTP) Abstract :
In order to better consider the heterogeneity of elderly consumers, this research aims to develop a measurement scale of ultimate time pressure. It is defined as a psychological disposition which is reflected by the consciousness of a limited time remaining to live due to the proximity of the ultimate deadline (one’s own finitude) and the feelings related. A qualitative study leads us to consider 3 components (cognitive, positive affects, negative affects) and to generate items. Afterwards, exploratory and confirmatory factor analysis carried out on three samples (total: 724 retirees) lead to a scale with 11 items and 3 components and highlighted acceptable psychometric qualities. Its impact on volunteering motivations shows its usefulness in social marketing.
Key-words: Ultimate time pressure, elderly consumers, measurement scale
Proposition d’une échelle de mesure de la pression temporelle ultime (PTU)
Introduction
« Quand on pense à la vieillesse, on pense bien sûr au temps. Au temps qui passe. Au temps qui est compté. » (Vergely, 2010). Certes, la retraite est considérée comme un événement favorisant la prise de conscience du vieillissement et du rapprochement de l’échéance ultime, c’est-à-dire sa propre finitude (Urien, 2007 ; Malas et Guiot, 2008). Cependant, les travaux de Guiot et Urien (2012) insistent sur l’hétérogénéité des personnes âgées1 en termes de vécu du vieillissement. Les recherches les plus récentes s’intéressent alors à ces différences inter- individuelles et mentionnent une pression temporelle spécifique relative au temps restant à vivre : la pression temporelle ultime (Gourmelen, Le Gall-Ely et Urien, 2013). Plus qu’un horizon temporel limité (Malas et Safraou, 2008), elle se manifesterait à des degrés divers par des aspects cognitifs (conscience plus ou moins forte d’un temps restant à vivre contraint par le rapprochement de l’échéance ultime) et des réactions affectives accompagnant la pensée (ce que l’individu ressent face à cette ultime contrainte temporelle). Cependant, à notre connaissance, il n’existe aucun instrument de mesure de ce concept. Par conséquent, la segmentation des consommateurs âgés s’opère généralement par des critères socio- démographiques jugés insuffisants (Moschis et Nickell, 2012), ce qui n’est pas sans risque d’un point de vue managérial. En marketing social, par exemple, les associations cherchent à recruter des bénévoles retraités en raison de leur temps disponible, notamment pour assurer des permanences en semaine (Cerphi, 2010). Cela peut entraîner des dérives, telles que l’affectation des bénévoles retraités aux tâches qui requièrent le plus de temps (Van Ingen et Dekker, 2011). Or, en considérant le rapport au temps restant à vivre, le bénévolat des
1 Les travaux de Guiot et Urien (2012) affirment que le critère d’entrée dans la catégorie des « personnes âgées » généralement considéré est la cessation d’activité professionnelle. Ainsi, nous emploierons les termes « retraités » et « personnes âgées » comme des synonymes.
retraités apparaît davantage comme un don d’une ressource limitée que comme un acte anodin. Ainsi, la pression temporelle ultime s’avère susceptible d’exercer une influence sur leurs motivations au bénévolat. Cette recherche tente alors de combler les lacunes de la littérature précédemment évoquées, en proposant une échelle de mesure de la pression temporelle ultime (PTU) pouvant être utilisée en marketing social dans le but d’améliorer la segmentation des consommateurs âgés. Sur la base du paradigme de Churchill (1979) et des recommandations de Rossiter (2002, 2011), nous spécifierons le domaine du construit et la création d’items à partir de la littérature et d’une étude exploratoire puis nous mentionnerons les étapes d’épuration et de validation de l’échelle.
1. La pression temporelle ultime : spécification du domaine du construit
Selon Churchill (1979), toute création d’échelle de mesure doit être justifiée après avoir clairement défini le construit à mesurer. Que recouvre le concept de pression temporelle ultime et quelles en sont ses dimensions ?
1.1. Distinction d’autres construits
La pression temporelle est une notion générique, désignant à la fois la conscience d’un temps objectif contraint et les réactions affectives qui l’accompagnent (Szollos, 2009 ; Lallement, 2010). La littérature permet de distinguer trois types de pression temporelle :
- La pression temporelle situationnelle (PTS). Liée à une échéance précise avant laquelle une tâche doit être terminée (date d’un anniversaire, fin d’une promotion…), elle est de courte durée car s’arrête à l’arrivée de l’échéance. Elle est généralement abordée dans des expérimentations, en imposant aux individus de réaliser une tâche dans un temps limité (Lallement et Zollinger, 2013).
- La pression temporelle chronique (PTC – Machat et Lallement, 2011). A l’origine, les chercheurs parlaient d’une « lutte chronique, incessante pour achever de plus en plus de
choses en moins en moins de temps » (Rizkalla, 1989). Ainsi, la PTC n’est pas liée à une échéance particulière et est donc de longue durée, en perpétuel recommencement.
- La pression temporelle ultime (PTU). Il s’agit d’une pression temporelle spécifique aux personnes ayant conscience que la fin de leur vie se rapproche, soit essentiellement des personnes âgées. Elle serait ainsi liée à une échéance (l’échéance ultime), ce qui la distinguerait de la PTC. Aussi, sa durée inconnue à tendance longue (jusqu’au décès de l’individu), la distinguerait de la PTS (Gourmelen, Le Gall-Ely et Urien, 2013).
Le construit « pression temporelle ultime » peut ainsi se définir comme une disposition psychologique durable, se manifestant par la prise de conscience d’un temps restant à vivre limité par le rapprochement de l’échéance ultime2 (aspect cognitif) et les réactions affectives qui l’accompagnent.
Seul le volet cognitif est quelque peu appréhendé dans la littérature par la notion de profondeur de l’horizon temporel. Néanmoins, l’échelle de mesure de ce construit s’est révélée inadaptée au contexte français. De surcroît, d’importants problèmes de validité de contenu ont été soulevés (Malas et Safraou, 2008 ; Malas, 2009). De plus, à notre connaissance, il n’existe aucune échelle de mesure de la PTU, probablement en raison du caractère récent des travaux sur ce concept. Par conséquent, nous avons opté pour une étude qualitative exploratoire, pour clarifier le dimensionnement de la PTU et générer des items.
1.2. Etude exploratoire, dimensionnement et rédaction d’items
En raison du sujet délicat qu’est le rapport au temps restant à vivre, nous avons opté pour des entretiens individuels (18 entretiens semi-directifs auprès de retraités âgés de 60 à 86 ans).
Pour ne pas brusquer les individus, le thème de la gestion du temps au quotidien précédait les questions relatives au temps restant à vivre. Ces dernières étaient également présentées de
2 L’échéance ultime peut prendre la forme de la mort réelle ou de la dépendance.
manière indirecte, principalement sous la forme de citations (pour plus d’informations sur la méthodologie de cette étude, voir Gourmelen, Le Gall-Ely et Urien, 2013). Suite à une analyse thématique de contenu3 effectuée à l’aide du logiciel NVivo 10, nous avons pu obtenir des précisions quant au dimensionnement de la pression temporelle ultime. Contrairement aux travaux relatifs à la pression temporelle chronique (Machat et Lallement, 2011), nous avons observé que les réactions affectives n’étaient pas exclusives. En effet, certains individus faisaient allusion à la fois à des affects négatifs (craintes, tristesse d’être déjà « arrivés là » etc) et positifs (stimulation liée à la contrainte de temps restant à vivre etc). Cette absence d’affect dominant laisse alors présager le caractère tridimensionnel de la PTU (cognitif, affectif positif, affectif négatif) ; et non bidimensionnel comme la PTC (Machat et Lallement, 2011). Par la suite, pour chaque dimension, nous avons recensé les mots les plus fréquents. Le logiciel NVivo permet d’automatiser cette recherche de mots, en laissant la possibilité de ne pas prendre en compte certains termes (ex : mots de liaison). A la fin de l’étude qualitative, nous obtenons donc une définition de chaque dimension de la PTU et le vocabulaire associé : La dimension cognitive représente la conscience d’un temps à vivre contraint par l’échéance ultime. En observant la liste des mots caractérisant cette composante, nous constatons la prédominance des termes liés à la pensée : le temps passe, la personne y pense, en a conscience. Aussi, figurent des verbes traduisant le rapprochement de l’échéance (approche, arrive), des termes liés à la mort (mort, décès), et au vieillissement (vieux, vieillir).
La dimension affective positive, se matérialise par des affects positifs (enthousiasme, stimulation) à l’égard du temps qu’il reste. L’individu perçoit le temps contraint comme une opportunité à saisir, ce qui s’observe à travers des mots tels que : « profiter » ou « envie ».
3 Au préalable, une analyse verticale par la méthode des fiches de synthèse et des résumés phénomé- nologiques (validés par les répondants), ont été effectués afin de garantir la conformité de l’analyse au vécu des acteurs concernés.
Aussi, nous relevons des adjectifs caractérisant l’émerveillement (beau, superbe). Ainsi, pour la personne, il est grand temps de profiter enfin de tout ce que le monde peut offrir.
La dimension affective négative se matérialise par des affects négatifs (tristesse, craintes) à l’égard du temps qui est compté. La présence de verbes conjugués au passé montre la tendance de l’individu à comparer les périodes. Craignant particulièrement un manque qui va se faire davantage sentir à l’avenir, il vit mal sa position sur le spectre temporel et aimerait revenir en arrière pour avoir plus de temps devant lui.
En tenant compte essentiellement de l’étude qualitative et dans une moindre mesure de la littérature relative aux concepts proches de la PTU, nous avons élaboré une liste de 66 items.
Nous avons opté pour des indicateurs réflexifs, c’est-à-dire des items envisagés comme des manifestations des variables latentes (les trois dimensions), « éléments internes provoquant des réponses comportementales (mentales ou manifestes) » au sens de Rossiter (2011). De même, les dimensions de la PTU ont été considérées comme des reflets d’un facteur de second ordre (la PTU au sens global du terme). En effet, à titre d’exemple de construit doublement réflexif (premier et second ordre), Bagozzi et Yi (2012) mentionnent un construit se reflétant par des dimensions cognitive et affective, ce qui correspond à notre cas.
2. Epuration de l’échelle de mesure 2.1. Validité de contenu
Afin d’obtenir une évaluation des plus justes de notre première liste d’items, nous avons suivi les recommandations de Jolibert et Jourdan (2011) en matière de validité de contenu. Ainsi, nous avons sollicité l’avis de cinq experts, chercheurs confirmés en comportement du consommateur (la plupart spécialistes des consommateurs âgés), ayant au moins une expérience de création d’échelle de mesure. Pour chaque item, les experts devaient évaluer son caractère « très représentatif », « assez représentatif » ou « non représentatif » de la
dimension qu’il était censé refléter. Les définitions du construit et de ses dimensions étaient jointes à la grille d’évaluation. Ils pouvaient également indiquer des commentaires. Les items les mieux évalués ont été prétestés auprès de retraités afin d’éviter tout problème de compréhension. Suite à ces étapes, nous obtenons 39 items répartis équitablement entre les dimensions. Il s’agit de ceux possédant la plus grande validité de contenu.
2.2. Première collecte de données et émergence d’une structure factorielle
Dans le but d’obtenir une première structure factorielle et de procéder à son épuration, une collecte de données a été réalisée par questionnaire auto-administré auprès de 215 retraités (annexe 1 : caractéristiques socio-démographiques pour les trois échantillons). Les répondants devaient indiquer leur degré d’accord avec les items au moyen d’une échelle de Likert en cinq points de « pas du tout d’accord » à « tout à fait d’accord ». Internet étant devenu accessible, voire familier pour les personnes âgées (Boulbry, Jacob et Guéguen, 2012), notamment les moins de 70 ans (Chevalier, Le Serre et Lichtlé, 2013), les répondants étaient libres de choisir entre une version papier et une version en ligne selon leur préférence. 211 questionnaires se sont avérés exploitables pour procéder à des analyses en composantes principales (ACP), à l’aide du logiciel SPSS 20. Les items étant censés refléter les dimensions d’un même concept (la PTU), cette corrélation théorique nous a amené à opter pour une rotation oblique : Oblimin (Hair et al, 2010). Le test de sphéricité de Bartlett étant significatif et le KMO (final) égal à 0.86, nous en concluons que les données partagent quelque chose en commun, elles apparaissent factorisables. Pour déterminer le nombre d’axes à retenir, nous retenons dans un premier temps le scree-test. Selon ce dernier, le nombre idéal d’axes oscillerait entre 2 et 4, ce qui apparaît cohérent avec l’étude exploratoire qui nous a amenés à distinguer 3 dimensions.
Afin de conforter notre choix, nous optons pour une analyse en parallèle, en utilisant le Parallel Analysis Engine (Patil et al, 2007). Cet outil compare les valeurs propres des axes
obtenus pour l’échelle à tester (ici l’échelle de PTU) à des matrices de composantes fictives générées au hasard, pour un nombre d’items et un échantillon de taille identique. Plus précisément, par défaut, cet outil propose de calculer 100 matrices de corrélations et de prendre en compte la valeur propre du 95ème percentile ; valeurs recommandées pour obtenir un résultat optimal. Il suffit alors de compléter les champs « taille de l’échantillon » et « nombre de variables ». Suivant cette méthode, les axes à retenir sont tous ceux pour lesquels la valeur propre est supérieure à la valeur propre générée au hasard par le logiciel (95ème percentile). Dans notre cas, l’analyse suggère de retenir 3 axes. En observant la structure factorielle, il s’avère que ces axes correspondent aux dimensions cognitive, affective positive et affective négative envisagées précédemment. Après épurations successives (élimination des items aux loadings inférieurs à 0,5 ; aux faibles communalités ou saturant sur deux axes), une structure en 18 items se dessine.
2.3. Deuxième collecte de données et épuration de l’échelle de mesure
Afin d’épurer au maximum l’échelle de mesure, puis de procéder à une analyse factorielle confirmatoire, nous avons réalisé une deuxième collecte de données sur la base des 18 items retenus et recueilli 180 questionnaires exploitables. A nouveau, nous avons procédé aux ACP (KMO final = 0.82 ; test de Bartlett significatif) avec rotation oblimin. Le scree-test indique plus nettement la présence de 3 axes, constat confirmé par analyse en parallèle. Lors des épurations successives, nous avons durci les seuils d’exigence par rapport à la collecte précédente (loadings >0.6). Nous obtenons ainsi une échelle simplifiée en 11 items. De surcroît, le pourcentage de variance expliquée s’avère meilleur (63% contre 53% dans la version à 18 items). Le tableau 1 résume les résultats des ACP effectuées sur le deuxième échantillon. La matrice des types est disponible en annexe 2.
Tableau 1. Résultats des analyses factorielles exploratoires, échantillon n°2
3. Confirmation de la structure factorielle 3.1. Traitements préliminaires
Pour confirmer la structure factorielle, nous avons effectué une analyse factorielle confirmatoire (AFC), à l’aide du logiciel EQS 6.1. En effet, en présence de trois dimensions reflétées par plus de trois items (loadings et communalités supérieurs à 0.5), 100 à 150 observations sont nécessaires pour procéder à l’AFC (Hair et al, 2010). Notre échantillon de 180 individus est donc suffisant. La distribution des items apparaît proche de la distribution normale (Skewness < |1.5| et Kurtosis < |1|). Par ailleurs, nous avons examiné la normalité multivariée à travers le coefficient de Mardia G2p « normalized estimate ». Pour considérer les données comme multinormales, ce dernier doit être inférieur à 3 (Roussel et al, 2002).
Dans notre cas, il est égal à 5,5 ; d’où l’utilisation de la méthode robuste avec estimation du maximum de vraisemblance (ML). Celle-ci produit des indices d’ajustement corrigés en fonction de l’intensité de la déviation de la multinormalité.
3.2. Analyses factorielles confirmatoires
Suite à une AFC de premier ordre, tous les loadings apparaissent statistiquement significatifs (test z>1.96) et supérieurs à la valeur minimum de 0,5 (annexe 2). Les fortes corrélations entre les dimensions nous incitent à opter pour un modèle de second ordre. Une analyse exploratoire fait apparaître un seul facteur d’ordre supérieur. Ainsi, il existerait un construit latent « pression temporelle ultime » qui se reflèterait par ses trois dimensions, situées à un moindre niveau d’abstraction. Les AFC de premier et de second ordre présentent de très bons indices d’ajustement, quasi identiques (tableau 2). De plus, les loadings standardisés entre les
Axe 1 (dimension affective négative)
Axe 2 (dimension cognitive)
Axe 3 (dimension affective positive)
Valeur propre 4,1 1,6 1,2
% variance expliquée 37% 15% 11,3%
α de Cronbach 0.772 0.784 0.771
Nombre d’items 4 4 3
construits de premier ordre et celui de second ordre sont supérieurs à 0.5 (0.57 à 0.81) et significatifs (test z>3.3). Le modèle de second ordre est donc accepté.
Modèle Satorra-Bentler χ²/ddl CFI* RMSEA
1er ordre 39.68/33 = 1.20 0.987 0.034 [0.00-0.067]
2nd ordre 40.88/34 = 1.20 0.986 0.034 [0.00-0.067]
Valeur conseillée (Roussel et al, 2002)
Le plus faible ;
entre 1 et 2 ou 3 ; voire 5
>0,90 < à 0,08, si possible <0,05
Tableau 2. Résultats des analyses factorielles confirmatoires, échantillon n°2 4. Validation de l’échelle de mesure
4.1. Objectifs et méthodologie
Pour valider l’échelle de mesure, nous avons effectué une troisième collecte de données par questionnaire auto-administré auprès de 333 retraités. Les objectifs de cette collecte de données étaient les suivants :
- Confirmer la structure factorielle de l’échelle de mesure sur un plus grand échantillon.
- Vérifier la fiabilité, la validité convergente et la validité discriminante. Pour ce faire, nous avons introduit dans le questionnaire des échelles mesurant des construits relatifs à l’échéance ultime (mais ne considérant pas son rapprochement) ; soit la version française de l’échelle de peur du vieillissement (Malas, 2009 ; une dimension, 3 items) et l’échelle d’anxiété face à la mort (Urien, 2002 ; une dimension, 5 items). Nous avons également mesuré la pression temporelle chronique (échelle PTC, Machat et Lallement, 2011 ; deux dimensions, 6 items).
Les instruments de mesure des construits autres que la PTU sont disponibles en annexe 3.
- Appréhender la validité nomologique de l’échelle. La validité nomologique concerne la relation entre le concept mesuré et d’autres concepts qui en découlent logiquement (Jolibert et Jourdan, 2011). En d’autres termes, cela revient à démontrer qu’une relation envisagée au niveau théorique entre la PTU et un autre construit, est avérée au niveau empirique. Malgré le caractère récent de la PTU, les travaux relatifs au bénévolat en marketing social suggèrent son influence sur les motivations au bénévolat des retraités (Gourmelen et Guillemot, 2012 ; Gourmelen, Le Gall-Ely et Urien, 2013). Ces travaux distinguent les motivations au bénévolat
en combinant leur degré d’altruisme/égoïsme et leur degré d’autodétermination (choix/contrainte). Partant de ce constat, nous avons intégré au questionnaire des items adaptés de l’échelle de motivations envers l’action bénévole (EMAB ; Chantal et Vallerand, 2000), censés refléter deux types de motivations opposées :
- Autodéterminées égoïstes (3 items), soit une volonté d’agir pour retirer quelque chose de son action (bien-être, découverte…). Cette motivation pourrait être sous-tendue par la dimension affective positive de la PTU. Cette dernière stimulerait l’individu à profiter au maximum de son temps restant en se faisant plaisir à travers le bénévolat.
- Non autodéterminées altruistes (3 items), soit une obligation morale d’aider son prochain.
Cette motivation serait sous-tendue par la dimension affective négative de la PTU. Déçu de ne pas pouvoir vivre assez longtemps pour réaliser ses rêves, le retraité se sent obligé de faire une bonne action avant de mourir.
4.2. Analyses factorielles confirmatoires
Après avoir observé une légère déviation de la multinormalité justifiant l’utilisation de la méthode robuste associée au maximum de vraisemblance (Mardia G2p normalized estimate = 8.8), nous procédons aux analyses sur ce dernier échantillon. A nouveau, nous observons de bons indices d’ajustement, globalement supérieurs dans le cas d’un modèle de second ordre (tableau 2). De plus, tous les loadings standardisés sont significatifs et supérieurs au seuil de 0,5. La structure factorielle de l’échelle est schématisée en annexe 4.
Modèle Satorra-Bentler χ²/dll CFI* RMSEA
1er ordre 64,62/33 = 1.96 0.973 0.054 [0.034-0.073]
2nd ordre 73.60/40 = 1.84 0.971 0.050 [0.032-0.068]
Valeur conseillée (Roussel et al, 2002)
Le plus faible ; entre 1 et 2 ou 3 ; voire 5
>0,90 < à 0,08, si possible <0,05
Tableau 2. Résultats des analyses factorielles confirmatoires, échantillon n°3
4.3. Fiabilité et validité convergente
Afin de garantir la fiabilité de l’instrument de mesure, nous avons opté pour deux indices : l’alpha de Cronbach et le rhô de Jöreskog. Pour ces deux coefficients, nous obtenons des valeurs supérieures au seuil de 0,7 préconisé (Hair et al, 2010), ce qui atteste d’une bonne fiabilité de l’échelle. Concernant la validité convergente, nous avons pris en compte les trois critères communément admis : loadings >0.5 ; test z >1.96 et rhô de validité convergente (ρvc>0.5). Notre échelle remplit les deux premières conditions. Quant à la troisième, les ρvc
dépassent ou avoisinent le seuil de 0.5. Ainsi, à l’image de Delacroix et Jourdan (2007), observant des ρvc entre 0.4 et 0.5 pour certaines dimensions de l’échelle de tendance à regretter du consommateur ; nous considérerons les résultats comme : « satisfaisants dans le cadre d’une première démarche ». Le tableau 3 synthétise ces résultats.
Fiabilité Validité convergente
Dimension Α ρ Test z ρvc
Cognitive 0,83 0,83 >11 0,56
Affective positive 0,81 0,81 >13 0,58
Affective négative 0,76 0,76 >9 0,46
Tableau 3. Fiabilité et validité convergente, échantillon n°3
4.4. Validité discriminante (interne et externe)
Avant examen de la validité discriminante de la PTU, des ACP et AFC ont été réalisées sur les échelles de peur du vieillissement, d’anxiété face à la mort et de pression temporelle chronique (PTC). Aucun problème n’a été soulevé lors du test des deux premiers instruments.
Concernant l’échelle de PTC, nous retrouvons la structure bidimensionnelle souhaitée. Or, un item censé refléter la dimension affective sature sur la dimension cognitive et ce, de manière opposée aux autres items. Cet item a probablement posé problème aux individus les plus âgés en raison de sa formulation (item inversé). Les construits à deux items étant déconseillés dans les modèles d’équations structurelles (Hair et al, 2010), nous testerons la validité discriminante externe de la PTU uniquement au regard de la dimension cognitive de la PTC.
D’une manière générale, les corrélations entre la PTU et les autres construits s’avèrent élevées, ce qui apparaît logique car ils sont relatifs à l’échéance ultime ou à une certaine pression liée au temps. Néanmoins, la validité discriminante est avérée au niveau interne comme externe (coefficients de corrélation inférieurs aux racines carrées des ρvc – tableau 4).
PTC (dim cognitive)
PTU cognitive
PTU affective
positive
PTU affective négative
Peur vieillissement
Anxiété face à la mort
PTU 2nd ordre
PTC (dim cognitive) 0,70
PTU cognitive 0,28 0,75
PTU affective positive 0,23 0,40 0,76
PTU affective négative 0,45 0,41 0,52 0,68
Peur du vieillissement 0,19 0,26 0,33 0,58 0,79
Anxiété face à la mort 0,24 0,33 0,38 0,59 0,66 0,80
PTU 2nd ordre 0,49 0,62 0,65 0,68
Les racines carrées des ρvc figurent sur les diagonales, les autres valeurs correspondent aux corrélations entre les construits
Tableau 4. Validité discriminante interne et externe, échantillon n°3
4.5. Validité nomologique
Comme explicité au paragraphe 4.1, pour tester la validité nomologique de l’échelle, nous vérifions l’influence de la PTU sur les motivations au bénévolat (modèle d’équations structurelles figure 1). Le lien positif entre la dimension affective positive et les motivations autodéterminées égoïstes (AE) est avéré. Le retraité veut profiter de la vie, ce qui l’incite à retirer des bénéfices psychosociaux du bénévolat. Cependant, la dimension cognitive de la PTU influence négativement ces motivations4. L’individu a conscience que la mort risque de survenir avant qu’il ne puisse tirer profit de son activité, il évite alors d’espérer trop de gains.
Quant à la dimension affective négative, elle influence positivement les motivations non autodéterminées altruistes (NAA). L’individu subit sa position sur le spectre temporel, il subit également le bénévolat comme une contrainte. Triste de ne plus avoir assez de temps pour faire ce qu’il souhaite, il se tourne vers les autres, pour faire une bonne action avant de mourir.
4 En raison de ces influences opposées, nous n’avons pas intégré le facteur de second ordre (déconseillé dans ce cas par Hair et al, 2010).
Figure 1 : Validité nomologique de la PTU, influence sur les motivations au bénévolat 5. Discussion et conclusion
A travers la création d’une échelle de mesure de la pression temporelle ultime (PTU), cette recherche a permis de combler deux lacunes préalablement identifiées dans la littérature marketing relative au temps et au vieillissement soit :
- Le caractère incomplet de l’horizon temporel limité. Ce concept apparaît focalisé sur des aspects cognitifs liés à la position perçue de l’individu dans le temps entre sa naissance et sa mort, au détriment de ce qu’il est susceptible de ressentir face au rapprochement de l’échéance ultime. Or, l’existence de réactions affectives associées à des éléments cognitifs - condition nécessaire pour évoquer non plus un horizon temporel limité, mais bien une pression temporelle spécifique (Lallement, 2010 ; Szollos, 2009) - restait à démontrer. L’un des apports théoriques de cette recherche réside dans la mise en avant et la mesure de ces aspects affectifs, prouvant l’existence de la PTU. En effet, les diverses analyses convergent vers un construit tridimensionnel (qui se manifeste par une composante cognitive, une composante affective positive et une composante affective négative).
- Le manque de critères temporels pour segmenter les consommateurs âgés (Moschis et Nickell, 2012), ainsi que d’instruments de mesure adéquats. En effet, si le concept de pression temporelle ultime a pu être identifié, il convenait alors de proposer un instrument de mesure capable de le mesurer. De surcroît, l’un des enjeux de la création de l’échelle de mesure était
Motivations au bénévolat Dimensions de la PTU
-0.22 (z>2.29)
Affective Négative
Autodéterminées Egoïstes (AE)
R² = 0.10
Non Autodéterminées Altruistes (NAA)
R² = 0.14 Cognitive
Affective
Positive 0.34 (z>3.29)
0.38 (z>5.13)
SBχ²/ddl = 1.62 ; CFI*= 0.962 ; RMSEA = 0.043 [0.031-0.055]
la validité de contenu. Il s’agissait ainsi d’éviter les problèmes décelés par certains auteurs (Malas, 2009 ; Malas et Safraou, 2008), dans l’échelle d’horizon temporel de Carstensen et Lang (1996), antérieure aux recommandations de Rossiter (2002, 2011) à ce sujet. Pour ce faire, nous avons eu recours à cinq experts pour l’évaluation des items générés. Cette évaluation a permis de conserver les items possédant une bonne validité de contenu au regard des définitions des dimensions considérées. Par la suite, les différentes analyses ont permis d’affirmer la stabilité de la structure factorielle de l’échelle de mesure, sa fiabilité, sa validité convergente, discriminante et nomologique. Il est alors possible d’envisager sa réutilisation dans de futures recherches. D’ailleurs, les limites de ce travail peuvent être considérées à titre de voies de recherche. Une première piste de recherche consiste en l’étude des antécédents de la PTU. Cette recherche a montré les différences inter-individuelles en termes de pensées et d’affects liés au rapprochement de l’échéance ultime chez les individus âgés. Ces derniers n’appréhendent pas l’échéance ultime de manière identique. Comment expliquer ces différences ? Les fortes corrélations entre la PTU, l’anxiété face à la mort et la peur du vieillissement incitent à approfondir les recherches sur l’articulation entre ces concepts. Ces deux derniers concepts peuvent-ils être considérés comme des antécédents de la PTU, ou ont- ils un rôle de simple modérateur de la relation entre la PTU et des variables à expliquer comme les motivations au bénévolat, par exemple ? Une seconde piste de recherche concerne les conséquences de la PTU. Cette recherche a démontré l’utilité de l’échelle en marketing social. Ainsi, il conviendrait d’élaborer un modèle explicatif du bénévolat des retraités plus complet. Pour l’enrichir, un plus large spectre de motivations au bénévolat pourrait être étudié (autodéterminées altruistes, non autodéterminées égoïstes). L’ajout de la variable générativité, mobilisée dans les travaux antérieurs sur le bénévolat des retraités (Gourmelen et Guillemot, 2012), pourrait également être envisagé. Enfin, une typologie de bénévoles âgés basée sur l’échelle de pression temporelle ultime pourrait, à l’avenir, être réalisée.
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Annexe 1 : Caractéristiques socio-démographiques des répondants
Echantillon 1 (N=211)
Echantillon 2 (N=180)
Echantillon 3 (N=333) Age
Age moyen 68 ans 66,3 ans 67,2 ans
Ecart-type 6,739 4,980 5,75
Minimum 54 ans 55 ans 54 ans
Maximum 87 ans 83 ans 87 ans
Genre
Hommes 49,3% 52,8% 50,2%
Femmes 50,7% 46,7% 49,8%
NC 0% 0,6% 0%
Niveau d'études
Enseignement primaire 2% 2,2% 2%
Brevet, certificat d'études 13% 8,9% 8%
BEP, CAP 22% 16,7% 19%
BAC et niveau BAC 18% 23,9% 18%
BAC + 1, 2 et 3 27% 28,3% 27%
BAC + 4 et plus 18% 19,4% 26%
NC 0% 0,6% 0%
Statut de retraité*
Oui 100% 100% 100%
Non 0% 0% 0%
*Rappelons que nous n’avions pas fixé de limite d’âge pour répondre à notre questionnaire. Seul le fait d’être retraité était une condition pour pouvoir participer à la recherche. Ainsi, tous les individus, même ceux ayant moins de 60 ans (minoritaires : 5,8% de notre échantillon global), sont retraités.
Annexe 2 : Analyses factorielles exploratoires et confirmatoires – échantillon 2 (N=180) Matrice des types, échelle PTU
Composante 1 (affective
négative) 2 (cognitive) 3 (affective positive) J'aimerais rattraper tout le temps que j'ai perdu par le passé, car
je crains d'en manquer 0,805
Je regrette de ne pas avoir été jusqu'au bout de certains projets
quand il était encore temps 0,777
Si j'avais su que le temps passait si vite, j'aurais profité
davantage de ma jeunesse 0,772
Je crains de ne pas pouvoir faire tout ce que j’ai à faire avant de
mourir 0,680
A mon âge, il faut s'attendre à mourir dans un avenir proche 0,877
Je pense que la fin de ma vie est proche 0,783
A mon âge, l’avenir se résume à quelques années 0,755
Plus j’avance en âge, plus je me dis que la mort se rapproche 0,684
Quand on voit s’approcher la fin, cela motive pour profiter de
la vie 0,849
Le fait de penser à la fin de la vie me permet de vivre
intensément les moments présents 0,791
Penser au temps qui passe me stimule pour aller au bout de mes
envies 0,784
Loadings standardisés, analyse factorielle confirmatoire échelle PTU
Code item
Libellé item Dimension
cognitive
Dimension affective
positive
Dimension affective négative
U_COG_01 Je pense que la fin de ma vie est proche 0,71
U_COG_05 A mon âge, il faut s'attendre à mourir dans un
avenir proche 0,77
U_COG_04 A mon âge, l’avenir se résume à quelques années 0,68 U_COG_02 Plus j’avance en âge, plus je me dis que la mort se
rapproche 0,65
U_POS_03 Le fait de penser à la fin de la vie me permet de
vivre intensément les moments présents 0,76
U_POS_04 Penser au temps qui passe me stimule pour aller au
bout de mes envies 0,75
U_POS_02 Quand on voit s’approcher la fin, cela motive pour
profiter de la vie 0,67
U_NEG_05 Si j'avais su que le temps passait si vite, j'aurais
profité davantage de ma jeunesse 0,71
U_NEG_06 J'aimerais rattraper tout le temps que j'ai perdu par
le passé, car je crains d'en manquer 0,69
U_NEG_08 Je regrette de ne pas avoir été jusqu'au bout de
certains projets quand il était encore temps 0,66
U_NEG_04 Je crains de ne pas pouvoir faire tout ce que j’ai à
faire avant de mourir 0,65
Annexe 3 : La mesure des autres construits, échantillon 3
Pression temporelle chronique (PTC, Machat et Lallement, 2011) Dimension cognitive (α =0.71 ; ρ=0.71 ; ρvc =0.49)
Je ressens vraiment la pression du temps dans ma vie Je me sens pressé(e) par le temps lorsque je fais les courses
Quand vous sentez-vous pressé(e) par le temps ? (de toujours à jamais) Dimension affective (non prise en compte, réduite à 2 items)
Je n’ai pas choisi d’être pressé(e) [item inversé] – éliminé suite aux ACP C’est mon choix que d’être pressé(e)
Je préfère être pressé(e)
Peur du vieillissement (version traduite par Malas, 2009) Peur du vieillissement (α =0.83 ; ρ=0.84 ; ρvc =0.63)
J’ai peur d’être délaissé(e) quand je serai vieux / vieille Je crains d’être mis(e) à l’écart quand je serai vieux / vieille J’appréhende la solitude quand je serai vieux / vieille
Anxiété face à la mort (Urien, 2002)
Anxiété face à la mort (α =0.89 ; ρ=0.90 ; ρvc =0.63) La perspective de ma propre mort me déprime
J’ai peur de mourir
La perspective de ma propre mort fait naître en moi un sentiment d’anxiété Le fait d’être mort me fait peur
J’envisage ma propre mort comme une expérience douloureuse et cauchemardesque
Motivations au bénévolat (adaptation de l’EMAB, Chantal et Vallerand, 2000) Autodéterminées Egoïstes (AE) ; (α =0.75 ; ρ=0.75 ; ρvc =0.50)
Pour le plaisir d’expérimenter des choses nouvelles lorsque je fais du bénévolat
Pour la satisfaction d’explorer de nouveaux champs d’activités lorsque je fais du bénévolat Parce que le bénévolat me permet de découvrir de nouveaux milieux
Non autodéterminées Altruistes (NAA) ; (α =0.78 ; ρ=0.78 ; ρvc =0.55) Parce que si je ne faisais pas de bénévolat, je ressentirais des remords Parce que je me sentirais honteux-se de ne pas aider les autres Parce que je me sentirais mal à l’aise si je ne le faisais pas
Annexe 4 : Schéma de la structure factorielle de l’échelle PTU, échantillon final (n°3)
COG
U_COG_01 E52*
U_COG_02 E53*
U_COG_04 E55*
U_COG_05 E56*
0.82*
0.75
0.66
0.62*
0.79
0.80*
0.60
0.57
POS
U_POS_02 E58*
U_POS_03 E59*
U_POS_04 E60*
0.75*
0.78
0.63
0.77* 0.64
0.66
NEG
U_NEG_04 E67*
U_NEG_05 E68*
U_NEG_06 E69*
U_NEG_08 E71*
0.62*
0.58
0.82
0.69*
0.72
0.81*
0.59
0.79 F4*
0.56*
D1*
0.83
0.72*
D2*
0.70
0.73*
D3*
0.68 0.56*
0.83
0.72*
0.70
0.73*
0.68
