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L’identification organisationnelle (IO) est la perception d’unité et le sentiment de l’individu de ne faire qu’un avec l’organisation au sein de laquelle il travaille (Mael & Ashforth, 1992). Depuis de nombreuses années déjà, l’intérêt pour l’IO ne cesse de croître (Weisman et al., 2023). Cet intérêt s’explique entre autres en raison des transformations et des changements continuels du monde du travail, lesquels poussent les organisations d’aujourd’hui à accroître leur flexibilité, ainsi qu’à développer leur capacité à innover (Riketta, 2005). Plusieurs d’entre elles estiment d’ailleurs qu’une main-d’oeuvre qualifiée, compétente et engagée est essentielle pour demeurer performante et se distinguer parmi la concurrence (Chrétien et al., 2005).

Les fondements théoriques de l’identification organisationnelle

La perception d’unité et le sentiment de ne faire qu’un propres à l’IO entretiennent des liens étroits avec la théorie de l’identité sociale (TIS), laquelle propose plusieurs facteurs pouvant expliquer l’attachement à un groupe. Sur ce plan, Tajfel et Turner (1979) conceptualisent le groupe comme une collection d’individus qui se perçoivent comme membres de la même catégorie sociale, qui partagent un engagement émotionnel dans cette définition commune d’eux-mêmes, et qui atteignent un certain degré de consensus à propos de l’évaluation de leur groupe et de leur appartenance à celui-ci. Selon Tajfel (1982), certaines composantes sont requises pour que les membres développent une identification au groupe auquel ils appartiennent : 1) une composante cognitive (c.-à-d., être conscient de son appartenance au groupe), 2) une composante évaluative (c.-à-d., connoter et intégrer les valeurs du groupe lors d’un processus évolutif, qui renforce par le fait même la prise de conscience d’appartenance), ainsi que 3) une composante émotionnelle (c.-à-d., s’investir émotionnellement dans la prise de conscience et dans les évaluations). La perception d’appartenance à certains agrégats humains est en soi le phénomène d’identification au groupe, aussi parfois appelé identification sociale (Mael & Ashforth, 1992).

La TIS a fait l’objet de nombreuses applications dans les organisations (Weisman et al., 2023), dans lesquelles une multitude de catégories sont omniprésentes et se définissent par les caractéristiques prototypiques de leurs membres (p. ex., appartenance à un métier particulier, à une catégorie d’emploi particulière ou encore à une classe hiérarchique spécifique). Cela permet également une distinction entre les catégories, telle une organisation se définissant et se distinguant par les membres qui la composent (Ashforth & Mael, 1989). Une organisation constitue alors un groupe d’individus auquel les gens peuvent s’identifier et ainsi mieux se définir (Dutton et al., 1994). Les membres d’une organisation adoptent et intègrent les valeurs et attitudes organisationnelles de sorte à s’y conformer et donc mieux s’y identifier (Ashforth & Mael, 1989; Weisman et al., 2023). Par les expériences qu’ils vivent, les individus d’un groupe en viennent même parfois à intérioriser les succès ainsi que les échecs de leur organisation (Ashforth & Mael, 1989; Mael & Ashforth, 1992).

La mesure de l’identification organisationnelle

Les travaux passés sur ce sujet ont popularisé différentes conceptualisations de l’IO et suggéré à travers les années diverses façons de mesurer ce construit. Par exemple, l’instrument développé par Mael et Ashforth (1992) est couramment utilisé pour mesurer l’IO en contexte organisationnel (Riketta, 2005). Cet instrument comprend six items qui évaluent tous (sous un facteur unique) ce sentiment qu’entretient une personne à l’égard du lien qui l’unit à un groupe, voire une organisation (p. ex., « Quand je parle de mon organisation, je dis généralement “nous” plutôt que “ils”. »).

S’inspirant des travaux de Mael et Ashforth (1992), Shamir et Kark (2004) ont développé un instrument apportant deux contributions majeures, à savoir : 1) le fait qu’il soit à item unique, et 2) le fait qu’il s’agit d’un instrument qui se présente graphiquement. Les instruments à item unique sont entre autres appréciés pour leur simplicité et leur rapidité d’administration (Fisher et al., 2016), ainsi que pour l’alternative efficace qu’ils offrent aux instruments comprenant de multiples items (Brown & Grice, 2011; Matthews et al., 2022). En outre, ces instruments permettent d’alléger le fardeau des répondants, de capter leur intérêt, d’engendrer de nouvelles réflexions de leur part, de réduire l’effet des patrons de réponses (response patterns), et ainsi d’accroître le taux de participation (Allen et al., 2022). Bien que les instruments à item unique soient parfois critiqués en raison de possibles désavantages, notamment la difficulté de capturer adéquatement les construits psychologiques complexes, les travaux plus récents sur le sujet mènent à reconnaître qu’ils peuvent être tout aussi valides et fiables que les mesures comprenant de multiples items (Allen et al., 2022; Matthews et al., 2022; Muir et al., 2023; Weigelt et al., 2022). Pour ces quelques raisons, l’instrument graphique que proposent Shamir et Kark (2004) semble constituer une alternative intéressante, et possiblement tout aussi utile, à la mesure de l’IO. Cet instrument n’est toutefois disponible qu’en anglais, ce qui limite son usage auprès de populations francophones.

La présente recherche

Divisée en trois études complémentaires, cette recherche porte sur l’adaptation d’une version française de l’instrument graphique développé par Shamir et Kark (2004). D’abord, une première étude vise à évaluer le degré de convergence de l’instrument graphique avec l’instrument multi-items de l’IO (c.-à-d., celui développé par Meal et Ashforth, 1992), et ce, en plus d’estimer sa fiabilité (par l’intermédiaire d’un test-retest). S’inspirant de l’approche quasi Multi-Trait, Multi-Method (MTMM) proposée dans les travaux de Campbell et Fiske (1959), une seconde étude a pour objectif de comparer les patrons corrélationnels qu’entretiennent l’instrument graphique et l’instrument multi-items avec certaines variables critères, à savoir : (a) l’engagement affectif (EA; comme conséquence de l’IO), (b) le soutien organisationnel perçu (SOP; comme déterminant de l’IO), et (c) l’insécurité d’emploi (comme corrélat de l’IO). Enfin, une troisième étude vise, quant à elle, à évaluer la pertinence de décloisonner l’instrument graphique selon différents foyers d’identification (c.-à-d., l’organisation, le superviseur, l’emploi occupé).

Étude 1

Objectifs

Cette première étude vise d’abord à traduire en français les consignes originales anglaises de l’instrument graphique de l’IO développé par Shamir et Kark (2004). La technique des traductions parallèles à l’aveugle (TPA) fut employée pour assurer la traduction des consignes liées à l’instrument graphique (Lauzier et al., 2023). Cette première étude vise également à évaluer le degré auquel les scores à l’instrument graphique français et ceux à l’instrument multi-items convergent. Cet objectif s’inspire des travaux de Shamir et Kark (2004) qui ont aussi mis en relation leur instrument graphique avec l’instrument multi-items développé par Mael et Ashforth (1992). Selon des analyses réalisées sur différents échantillons, ces auteurs ont observé des corrélations élevées entre les deux instruments, variant de r = 0,51 à r = 0,69. Enfin, cette première étude a aussi pour objectif d’évaluer la fiabilité (voire stabilité temporelle) de l’instrument graphique par l’entremise d’un test-retest. Sur ce plan, mentionnons que Shamir et Kark (2004) rapportent des corrélations test-retest élevées (établies sur un délai de deux semaines entre les passations) de r = 0,73 et r = 0,80 pour deux de leurs échantillons. Pour cette première étude, un délai plus long que celui utilisé par Shamir et Kark (2004) fut privilégié. Ce délai plus long entre les temps de passation se justifie par deux raisons. D’une part, comparativement à d’autres construits plus susceptibles de varier (p. ex., l’énergie, le niveau de bien-être, l’anxiété), l’IO est connue pour être un construit relativement stable (Ashforth et al., 2008). D’autre part, ce délai fut privilégié afin de limiter les effets possibles d’un biais de récence (c.-à-d., la capacité des répondants à se souvenir des réponses offertes lors de la première passation).

Méthodologie

Participants

Pour cette première étude, un échantillon de convenance (de type tout-venant) fut utilisé. Celui-ci se compose de 418 répondants canadiens, dont 116 ont complété à nouveau l’instrument graphique de l’IO (pour le test-retest) trois mois plus tard. Les répondants à cette première étude, majoritairement des femmes (301; 71,8 %), avaient en moyenne 43,84 ans (É.-T. = 9,72), et détenaient en moyenne 11,46 années d’expérience (É.-T. = 9,17) dans l’emploi occupé au moment de participer à l’étude.

Instruments

Identification organisationnelle (instrument graphique). Les consignes de l’instrument graphique de l’IO développé par Shamir et Kark (2004) furent traduites aux fins de cette première étude. Elles permettent aux répondants de comprendre la signification des paires de cercles. En effet, comme illustré dans la Figure 1, l’instrument comprend sept paires de cercles représentant chacun un degré différent de chevauchement, allant du chevauchement nul (c.-à-d., rectangle 1) à un chevauchement complet entre les cercles (c.-à-d., rectangle 7). Selon les auteurs de l’étude originale, un chevauchement plus prononcé entre les cercles compris dans chacun des rectangles témoigne d’un niveau d’identification plus élevé.

Figure 1

Instrument graphique à item unique pour l’identification organisationnelle

Instrument graphique à item unique pour l’identification organisationnelle

Note. Ce graphique a pour but d’évaluer votre relation avec l’organisation à laquelle vous appartenez. Dans chacun des rectangles ci-dessus, il y a deux cercles. L'un vous représente et l'autre représente votre organisation. Dans le premier rectangle (c.-à-d., numéro 1), ils sont totalement séparés et représentent une situation dans laquelle vous ne vous identifiez pas du tout à votre organisation. Dans le dernier rectangle (c.-à-d., numéro 7), les cercles sont totalement superposés et représentent une situation dans laquelle vous vous identifiez totalement à votre organisation. Choisissez parmi les sept rectangles celui qui représente le mieux la mesure dans laquelle vous vous identifiez à votre organisation.

-> Voir la liste des figures

Identification organisationnelle (instrument multi-items). Une version française de l’instrument de Mael et Ashforth (1992), traduite par Stinglhamber et ses collaborateurs (2015), a été utilisée dans le cadre de cette première étude. Cet instrument est composé de six items (p. ex., « Quand je parle de mon organisation, je dis généralement “nous” plutôt que “ils”. ») et utilise une échelle de Likert en sept points pour guider les répondants (1 = fortement en désaccord à 7 = fortement en accord). Un score élevé à cet instrument signifie un sentiment plus élevé d’identification à l’organisation. Dans cette première étude, un alpha de Cronbach de 0,90 est observé pour cet instrument.

Résultats

Premièrement, au niveau de la validité convergente, le calcul d’une corrélation entre les scores observés à chacun des instruments montre que ceux-ci convergent, r = 0,61. Bien que ce résultat se compare à ceux observés par Shamir et Kark (2004), ce constat demeure en soi modeste (représentant que 37 % de variance expliquée). Deuxièmement, pour juger de la fiabilité test-retest de l’instrument graphique français, une corrélation de Pearson ainsi qu’une corrélation intraclasse (CIC) ont été calculées entre les scores offerts par les répondants à chacun des temps de mesure. Selon Cicchetti (1994), les valeurs CIC supérieures à 0,74 indiqueraient une excellente fiabilité, celles entre 0,60 et 0,74 une bonne fiabilité, celles entre 0,40 et 0,59 une fiabilité moyenne, puis celles en dessous de 0,40 une mauvaise fiabilité. Comme attendu, une relation positive a été trouvée, r = 0,66, CIC = 0,69. Bien que le délai entre les deux temps de mesure employé par Shamir et Kark (2004) était beaucoup plus court (c.-à-d., deux semaines seulement), les valeurs observées à cette première étude se veulent quelque peu inférieures à celles rapportées dans l’étude originale.

Dans l’ensemble, ces premiers constats suggèrent que les instruments graphiques et multi-items convergent, et ce, en plus de montrer une bonne fiabilité test-retest pour l’instrument graphique français. Ces quelques observations encouragent donc la réalisation d’études subséquentes.

Étude 2

Objectifs

Cette deuxième étude cherche à évaluer le degré auquel l’instrument graphique français se comporte de façon similaire à l’instrument multi-items développé par Mael et Ashforth (1992). La démarche privilégiée dans le cadre de cette seconde étude s’inspire de l’approche MTMM proposée par Campbell et Fiske (1959), laquelle permet de comparer les patrons corrélationnels qu’entretiennent les scores de chacun des instruments (c.-à-d., graphique et multi-items) avec d’autres variables jugées pertinentes. Plus particulièrement, cette méthode permet d’apprécier la validité convergente à travers les corrélations entre des instruments qui évaluent le même concept, mais qui emploient des méthodes différentes (en l’occurrence, un instrument graphique vs un instrument multi-items). Enfin, le choix de recourir à cette méthode s’inspire également des travaux de Shamir et Kark (2004), qui soulignent l’importance de poursuivre la mise en relation de l’instrument graphique avec d’autres antécédents et conséquences de l’IO.

Dans le cadre de cette seconde étude, la mise en relation de l’instrument graphique français s’est faite avec : (a) l’EA, en tant que conséquence de l’IO; (b) le SOP, en tant que déterminant de l’IO; ainsi que (c) l’insécurité d’emploi, en tant que corrélat de l’IO. Le choix de ces variables s’explique en raison des rapports qu’elles entretiennent avec l’IO (Weisman et al., 2023). Or, considérant les travaux passés, il est attendu que l’instrument graphique français de l’IO entretiendra une corrélation positive avec l’EA (Gautam et al., 2004; Meyer & Allen, 1991; Riketta, 2005; Stinglhamber et al., 2015). Une relation positive est également attendue entre l’IO et le SOP (Edwards & Peccei, 2010; Eisenberg et al., 1986; Sluss & Ashforth, 2008). Il est toutefois attendu que l’instrument graphique français de l’IO entretiendra une corrélation négative avec l’insécurité d’emploi (Cheng & Chan, 2008; De Witte et al., 2015; Nicolas et al., 2018; Piccoli et al., 2017; Sverke & Hellgren, 2002). Enfin, il est aussi attendu que ces corrélations soient essentiellement équivalentes (voire de même amplitude) à celles observées avec l’instrument multi-items. Dit autrement, il est attendu de la comparaison de ces corrélations qu’elle ne mettra pas en évidence l’existence de différence significative sur le plan statistique (c.-à-d., à p < 0,05).

Méthodologie

Participants

Les participants à cette seconde étude viennent de deux échantillons distincts (n1 = 163; n2 = 275). Chacun des échantillons est issu d’un centre hospitalier canadien (résultant de la fusion de deux hôpitaux de plus petites tailles) et est constitué majoritairement de femmes (n1 = 129 femmes, 79 %; n2 = 205 femmes, 75 %). Les participants compris dans le premier échantillon ont rempli un questionnaire électronique comprenant l'instrument graphique français de l’IO et l’ensemble des variables à l’étude, tandis que ceux du second ont rempli un questionnaire électronique comprenant l’instrument multi-items de l’IO et les mêmes variables.

Instruments

Identification organisationnelle (instrument graphique). Cet instrument est le même que celui utilisé pour l’étude 1.

Identification organisationnelle (instrument multi-items). Cet instrument est le même que celui utilisé pour l’étude 1. Dans cette seconde étude, un alpha de Cronbach de 0,87 est observé pour cet instrument.

Engagement affectif. Cette variable a été mesurée à l’aide de la version traduite par Vandenberghe (2003) de l’instrument développé par Meyer et Allen (1991). Cet instrument comprend six items (p. ex., « J’éprouve vraiment un sentiment d’appartenance à l’organisation. ») et est assorti d’une échelle de Likert en sept points (1 = fortement en désaccord à 7 = fortement en accord). L’obtention d’un score élevé à cet instrument signifie un niveau d’EA élevé de la part du répondant envers son organisation. Dans cette seconde étude, des alphas de Cronbach de 0,81 (pour n1) et de 0,88 (pour n2) sont observés pour cet instrument.

Soutien organisationnel perçu. Cette variable a été mesurée à l’aide d’une version française – déjà utilisée dans les travaux passés (Côté et al., 2021) – de l’instrument développé par Eisenberger et ses collaborateurs (1986), qui comporte huit items (p. ex., « Mon organisation est réellement soucieuse de mon bien-être. »); et qui est assorti d’une échelle de Likert en sept points (1 = fortement en désaccord à 7 = fortement en accord). Un score élevé à cet instrument indique un haut niveau de SOP. Dans cette seconde étude, des alphas de Cronbach de 0,89 (pour n1) et de 0,86 (pour n2) sont observés pour cet instrument.

Insécurité d’emploi. Inspiré des travaux de Shoss (2017), cette variable a été mesurée à l’aide d’un item unique (p. ex., « Il y a des chances que je perde bientôt mon emploi. ») assorti d’une échelle de Likert en cinq points (1 = fortement en désaccord à 5 = fortement en accord). Un score élevé à cet item indique une perception d’insécurité plus grande par rapport à sa situation d’emploi. L’usage d’un item unique pour mesurer cette variable est une pratique déjà bien répandue (Kim et al., 2021; Kinnunen et al., 1999; Sverke et al., 2004).

Résultats

Comme indiqué précédemment, la matrice MTMM est une approche permettant d’examiner si la validité de construit varie d’un format à l’autre. Celle-ci permet donc d’étudier les rapports convergents ou discriminants qui existent entre deux variables ou instruments de mesure (Campbell & Fiske, 1959). Afin de comparer les patrons corrélationnels observés pour chacun des instruments de mesure, une matrice MTMM intégrant les corrélations entre les scores observés pour chacun des instruments et les trois autres variables considérées a été calculée. Ces corrélations ont ensuite été comparées entre elles à l’aide de la transformation de Fisher pour corrélations indépendantes. Ce test permet de calculer une statistique z qui rend possible la comparaison entre les corrélations. Or, pour chacune des paires de corrélations, des tests visant à estimer si les deux corrélations diffèrent de façon significative, p < 0,05, furent réalisés. Tel qu’observé au Tableau 1, les corrélations suggèrent que les rapports entretenus par les instruments graphiques et multi-items avec chacune des autres variables considérées sont essentiellement similaires, voire équivalents (c.-à-d., aucune des paires de corrélations ne diffère à plus de 0,05).

Tableau 1

Comparaison des patrons corrélationnels entretenus par chacun des instruments d’identification organisationnelle (étude 2)

Comparaison des patrons corrélationnels entretenus par chacun des instruments d’identification organisationnelle (étude 2)

Note. n1 (instrument graphique de l’IO) = 163; n2 (instrument multi-items de l’IO) = 275.

†p < 0,10. **p < 0,01.

-> Voir la liste des tableaux

Discussion

Les résultats observés à cette deuxième étude suggèrent que les instruments graphiques et multi-items ont tendance à reproduire des patrons corrélationnels d’amplitudes similaires avec chacune des variables considérées. Plus clairement, pour chacun des instruments de mesure, des corrélations positives sont observées entre l’IO et l’EA, ainsi qu’entre l’IO et le SOP. Comme attendu, des corrélations négatives sont observées dans chacun des échantillons entre le score aux instruments d’IO et l’item mesurant l’insécurité d’emploi. Bien que celles-ci n’atteignent pas le seuil de la signification, leur amplitude ne semble toutefois pas différer significativement, à p < 0,05, selon le type d’instrument de mesure utilisé. En sommes, ces quelques observations suggèrent que les instruments d’IO convergent; et invitent donc à poursuivre les travaux visant à étayer encore un peu plus les qualités psychométriques de l’instrument graphique.

Étude 3

Objectifs

Cette troisième étude a pour objectif de décloisonner l’instrument graphique français de l’IO à travers trois foyers d’identification différents (c.-à-d., l’organisation, le superviseur, l’emploi occupé), et ce, afin d’analyser les patrons corrélationnels différentiels avec l’EA, ainsi qu’avec certaines variables jusqu’à maintenant peu étudiées en lien avec l’IO (c.-à-d., le présentéisme et l’absentéisme). 

Différents foyers d’identification

L’organisation

Figurant dans les conceptualisations primaires de l’IO, l’organisation consiste en un foyer d’identification difficile à nier. Notamment, les instruments de mesure multi-items les plus utilisés pour mesurer l’IO réfèrent à l’individu et à l’organisation (Cheney, 1983; Mael & Ashforth, 1992). En effet, l’évaluation à ce niveau semble montrer que l’IO se définit pertinemment avec un tel référent. Des études multifocales portant sur d’autres construits, tels l’engagement organisationnel (Askew et al., 2013) et la satisfaction au travail (Johnson et al., 2006), mettent aussi en lumière que l’organisation – comme foyer d’identification – conduit à des résultats appréciables.

Le superviseur

La considération du foyer du superviseur dans la mesure de l’IO peut permettre de saisir plus précisément la relation entre l’individu et son superviseur ainsi que ses impacts sur le travail. Des auteurs ayant considéré le foyer du superviseur dans divers domaines reconnaissent d’ailleurs les apports de son utilisation dans la compréhension de différents concepts liés aux travailleurs (Ashforth & Johnson, 2001; Askew et al., 2013).

L’emploi

L’emploi et certains éléments qui y sont étroitement liés sont susceptibles d’influencer les patrons corrélationnels d’identification. Entre autres, Sluss et Ashforth (2008) suggèrent qu’un individu peut développer un sentiment d’appartenance et une identification à son emploi, à ses tâches ou encore au service qu’il offre à d’autres dans le cadre de son travail. Mainhagu et Castéran (2016) reconnaissent également l’influence du contenu du travail sur l’attitude des employés, selon le processus d’identification.

Liens entre l’identification organisationnelle et l’engagement affectif selon les différents foyers

L’EA renvoie à « l’attachement émotionnel d’un employé, son identification et son implication dans l’organisation » [traduction libre] (Meyer & Allen, 1991, p. 67). Malgré des similarités entre l’IO et l’EA, des travaux montrent que ces construits demeurent distincts tant au plan théorique (Gautam et al., 2004) qu’empirique (van Knippenberg & Sleebos, 2006). Plusieurs auteurs abordent dans leurs travaux la corrélation positive entre l’IO et l’EA (Gautam et al., 2004; Marique & Stinglhamber, 2011; Riketta & van Dick, 2005). Il semble désormais bien reconnu qu’une relation positive existe entre ces deux construits; et que l’intensité de cette relation peut varier selon le foyer d’identification (Stinglhamber et al., 2015). Puisque l’organisation est l’unique foyer d’identification dans l’instrument multi-items de l’IO (Mael & Ashforth, 1992), et que celle-ci occupe également une place privilégiée dans l’instrument de l’EA (Meyer & Allen, 1991; Vandenberghe et al., 2009), il est logique de s’attendre à une corrélation positive entre l’IO et l’EA selon le foyer organisationnel. Depuis quelques décennies déjà, il est proposé dans diverses études (p. ex., Bycio et al., 1995; Essig et al., 2016; Rhodes & Steers, 1981; Vandenberghe et al., 2009) que le développement de l’EA envers l’organisation est en partie influencé par la relation qui s’établit entre l’employé et son superviseur (Meyer & Allen, 1991). La littérature explore d’ailleurs cette relation sous plusieurs angles et suggère qu’un lien semble aussi exister entre le superviseur, l’EA et l’organisation. Plusieurs études soutiennent également les relations positives qu’entretiennent diverses caractéristiques et expériences d’emploi avec l’EA (Meyer & Allen, 1991; Meyer et al., 2002; Stinglhamber & Vandenberghe, 2003). À l’inverse, des expériences d’emploi à connotation plus négative seraient susceptibles de nuire à l’EA (Vandenberghe et al., 2009). Enfin, Scrima et ses collaborateurs (2013) montrent l’importance des caractéristiques intrinsèques du travail (p. ex., implication envers son emploi) dans la promotion de l’EA selon les dimensions de l’engagement au travail. Ces auteurs abordent également le processus d’identification comme base de l’EA. Considérant ces quelques arguments, il semble donc logique de croire que l’instrument graphique français de l’IO corrèlera positivement avec l’EA, et ce, pour chacun des foyers d’identification.

Liens entre l’identification organisationnelle et les comportements d’assiduité selon les différents foyers

Les comportements d’assiduité, tels le présentéisme et l’absentéisme, sont maintenant bien reconnus en raison des effets qu’ils présentent sur le plan individuel et organisationnel (Miraglia & Johns, 2016). Plus précisément, le présentéisme est l’action d’aller au travail lorsque l’on est malade (Johns, 2010), tandis que l’absentéisme est le fait de ne pas se présenter au travail comme prévu (Johns, 2008). Malgré de nombreux travaux à l’endroit de l’absentéisme, le présentéisme semble retenir l’attention ces dernières années, et ce, principalement en raison de ses effets nuisibles pour les travailleurs et les organisations (Miraglia & Johns, 2016).

Au fil des années, les travaux portant sur ces comportements ont contribué à nourrir l’existence de deux grandes hypothèses théoriques qui tentent d’expliquer les rapports pouvant exister entre le présentéisme et l’absentéisme. D’abord, l’hypothèse de la complémentarité suggère que ces deux comportements pourraient être intrinsèquement liés entre eux par l’influence de déterminants communs (Caverley et al., 2007). Autrement dit, une personne ayant tendance à s’absenter aura aussi tendance à faire du présentéisme, ou l’inverse. L’hypothèse de la substitution, quant à elle, s’inscrit plutôt dans une logique dualiste où la décision d’adopter l’un de ces comportements pourrait mener à l’évitement de l’autre (MacGregor & Cunningham, 2018). Par exemple, un employé ayant tendance à s’absenter ferait moins de présentéisme. Considérant la logique sous-jacente à cette dernière hypothèse, plusieurs facteurs, comme la culture organisationnelle, le style de supervision ou encore le fait d’occuper un emploi particulier, sont susceptibles de nuancer les rapports qu’entretiennent entre eux les comportements d’assiduité (Johns & Miraglia, 2015; Miraglia & Johns, 2016). Ce faisant, l’hypothèse de la substitution sera retenue ici afin de guider l’exploration des relations proposées. Notamment, la mesure de l’IO selon plusieurs cibles d’identification potentielles, comme l’organisation, le superviseur et l’emploi, pourrait permettre de considérer l’influence de tels facteurs, et constituerait ainsi un mécanisme pertinent à examiner pour préciser les relations entre le présentéisme et l’absentéisme.

Le rôle de l’identification à l’organisation dans le rapport entre les comportements d’assiduité

Selon Weisman et ses collaborateurs (2023), à l’instar de Russo et ses collaborateurs (2013), les employés intègrent la culture organisationnelle et adaptent leurs comportements selon les normes et politiques de l’organisation. Ce processus d’acculturation semble teinter les perceptions des employés quant à l’organisation et influencer leurs comportements d’assiduité. En conséquence, une faible latitude décisionnelle (Johansson & Lundberg, 2004) et des attentes strictes en matière de présence (Nicolas et al., 2018) peuvent donc être des facteurs qui contribuent au présentéisme. De plus, une organisation qui encourage et valorise la présence au travail pourrait, par le fait même, inciter les employés à se présenter au travail lorsqu’ils sont malades, et ainsi s’adonner au présentéisme (Johns, 2008). Miraglia et Johns (2016) ont trouvé, pour leur part, une corrélation méta-analytique de ρ = 0,39 entre les politiques d’absence strictes et le présentéisme. Une grande latitude décisionnelle et des attentes souples en matière de présence au travail pourraient, en contrepartie, accroître l’absentéisme (et donc diminuer le présentéisme). À cet égard, les travaux de plusieurs auteurs démystifient les déterminants de l’absentéisme en mettant en lumière l’importance des normes groupales et organisationnelles (Biron & Bamberger, 2012; Russo et al., 2013; Xie & Johns, 2000). Sur la base de ces quelques idées, il semble plausible de croire qu’une identification à l’organisation influencera (positivement ou négativement) les comportements d’assiduité.

Le rôle de l’identification au superviseur dans le rapport entre les comportements d’assiduité

Le superviseur est un acteur important en milieu organisationnel (Wong, 2017). L’incidence et l’influence que le superviseur – plus spécifiquement le style de supervision – peut avoir sur les comportements des employés sont déjà bien reconnues (Gilbreath & Karimi, 2012; Martin & Schinke, 1998; Nicolas et al., 2018; Nyberg et al., 2008). En effet, les superviseurs agissent en tant que représentants de l’organisation en adoptant et valorisant certains comportements d’assiduité qui reflètent les normes et les valeurs de l’organisation (Ruhle & Süß, 2019). Autrement dit, les comportements d’assiduité sont souvent exercés selon les normes organisationnelles, mais ces normes semblent être majoritairement divulguées et transmises aux employés par le biais du superviseur. Les individus s’identifiant à leur superviseur sont alors plus enclins à adopter eux aussi des comportements et attitudes similaires qui sont, à la fois, conformes aux valeurs et à la culture de l’organisation. Une identification au superviseur peut donc autant influencer l’individu à faire du présentéisme ou de l’absentéisme, selon sa perception des comportements les plus valorisés par les acteurs organisationnels, tel le superviseur (Ruhle & Süß, 2019). Par exemple, le superviseur peut faciliter les dispositions et planifier des accommodations liées à l’absence des employés, et par le fait même diminuer leurs sentiments négatifs liés à leur absence. Ces mesures adaptatives peuvent alors inciter les employés à préférer (plus librement) une absence lorsqu’ils sont malades (Aronsson et al., 2000; Johns, 2011; Miraglia & Johns, 2016). À cet égard, Nicolas et ses collaborateurs (2018) suggèrent que « de bonnes relations interpersonnelles avec les supérieurs hiérarchiques pourraient réduire le présentéisme, en ce sens qu’un travailleur pourrait choisir plus facilement de s’absenter quand il est malade en raison d’un sentiment d’être soutenu et éventuellement en confiance » (p. 277). Plus précisément, un style de supervision plus permissif et basé sur la confiance mutuelle pourrait contribuer à réduire le présentéisme puisque l’employé pourrait se sentir soutenu et en confiance de discuter des modalités d’absence, et ainsi être plus enclin à s’absenter. À l’opposé, un superviseur qui adopte un style de supervision dit contrôlant (voire abusif) pourrait exercer une influence différente sur les employés (Carlson et al., 2012). Un tel style de supervision, basé sur la rigidité ou un respect trop strict de l’assiduité, pourrait en contrepartie favoriser le présentéisme. Considérant les rapports divergents dont font foi les travaux passés, une attente générale est donc formulée à l’effet qu’une identification au foyer du superviseur sera liée (positivement ou négativement) à l’absentéisme et au présentéisme.

Le rôle de l’identification à l’emploi dans le rapport entre les comportements d’assiduité

Certains facteurs associés à l’emploi pourraient être à l’origine du présentéisme dit volontaire. Cette forme de présentéisme est tributaire de la décision délibérée de l’employé d’aller travailler malgré un état de santé amoindri (Nicolas et al., 2018). Plus précisément, le sens d’engagement envers le travail (Hansen & Anderson, 2008), le contrôle sur le travail (Aronsson & Gustafsson, 2005), le sens du devoir professionnel ou encore l’intérêt intrinsèque pour les tâches à accomplir (Gosselin & Lauzier, 2011) constituent autant de facteurs pouvant justifier qu’un employé choisisse de se présenter au travail en étant malade. À cet égard, Sluss et Ashforth (2008) suggèrent qu’un individu peut développer un sentiment d’appartenance et une identification à son emploi, à ses tâches ou encore au service qu’il offre à d’autres dans le cadre de son travail. Karanika-Murray et ses collaborateurs (2015), pour leur part, suggèrent qu’une IO élevée peut potentiellement renforcer l’engagement au travail. Bref, une IO élevée est souvent associée à de plus hauts niveaux de motivation et d’engagement chez les travailleurs (Gautam et al., 2004; Kashyap & Chaudhary, 2019; Marique & Stinglhamber, 2011; Riketta & van Dick, 2005). Enfin, les employés motivés et engagés pourraient tendre à faire passer le travail devant leur propre santé, et donc effectuer du présentéisme dit volontaire (Nicolas et al., 2018). En contrepartie, un manque d’engagement, de motivation ou d’intérêt envers le travail et les tâches à accomplir pourrait plutôt inciter les employés à s’absenter lorsqu’ils sont malades. Considérant ce qui précède, il semble plausible de croire qu’une identification à l’emploi entretiendra des liens significatifs avec le présentéisme et l’absentéisme.

Méthodologie

Participants

L’échantillon de convenance utilisé pour cette troisième étude se compose de 130 employés occupant différentes fonctions professionnelles (79; 61 %) ou techniques (51; 39 %) au sein d’une université au Québec. L’échantillon est constitué majoritairement de femmes (103; 79 %) et l’âge des participants varie entre 22 et 65 ans (M = 43,22; É.-T. = 10,46). Comme pour les études précédentes, les participants à cette dernière étude furent invités à remplir un questionnaire électronique comprenant l’ensemble des variables.

Instruments

Identification organisationnelle. Cette étude utilise la même version de l’instrument graphique français utilisé pour les études précédentes; avec pour seule différence l’ajout de deux autres sections au questionnaire, et ce, afin de présenter les foyers d’identification envers le superviseur et envers l’emploi.

Engagement affectif. Cet instrument est le même que celui utilisé pour l’étude 2, α = 0,88.

Présentéisme. Cette variable a été mesurée par l’item unique suivant : « Au cours des 12 derniers mois, combien de jours êtes-vous allé travailler alors que vous ne vous sentiez pas bien physiquement ou psychologiquement? ». Une telle façon de mesurer le présentéisme a été utilisée à maintes reprises dans les études s’intéressant au sujet (Aronsson et al., 2000), et a rapporté une fiabilité test-retest de 0,58 pour des intervalles de 6 et 12 mois (Demerouti et al., 2009).

Absentéisme. L’absentéisme a été évalué par une mesure à item unique : « Au cours des 12 derniers mois, combien de jours vous êtes-vous absenté du travail en raison de maladie? ». Une telle façon de mesurer l’absentéisme est couramment utilisée dans les travaux s’intéressant au sujet (Johns, 2008, 2011), et a rapporté une fiabilité test-retest de 0,64 (John, 1994). Bien que les gens aient une certaine tendance à sous-déclarer leur absentéisme, les travaux méta-analytiques de John et Miraglia (2015) rapportent des indices de validité convergente assez bons (c.-à-d., variant entre 0,66 et 0,79) pour une telle façon de mesurer cette variable, lorsque mis en rapport avec les données trouvées dans les dossiers des employés.

Résultats

Considérant la nature des distributions communément associées aux comportements d’assiduité (c.-à-d., positivement asymétrique) et suivant les pratiques dans les travaux passés (John, 2011; Miraglia & Johns, 2016), une correction logarithmique a été appliquée à ces variables. La régression multiple fut ensuite privilégiée pour étudier les poids relatifs de l’IO à travers chacun des foyers d’identification (c.-à-d., l’organisation, le superviseur, l’emploi occupé) sur les différentes variables dépendantes à l’étude (c.-à-d., l’EA, le présentéisme et l’absentéisme). L’âge, ainsi que le sexe des participants furent inclus dans les analyses à titre de variables contrôles (cf. Tableau 2). Considérant la proximité conceptuelle existant entre les différents foyers d’IO, les facteurs d’inflation de la variance (FIV) furent calculés. Pour chacun des trois modèles de régression calculés, les FIV oscillaient entre 1,013 et 1,342. Ces valeurs sont bien en deçà de la valeur repère de 4,0 proposée par Hair et ses collaborateurs (2010), ce qui laisse peu présager quant à de possibles problèmes de multicolinéarité entre les variables indépendantes incluses dans chacun des modèles.

Tableau 2

Résultats des régressions multiples pour chacune des variables dépendantes (étude 3)

Résultats des régressions multiples pour chacune des variables dépendantes (étude 3)

Note. N (méthode introduire) = 130; IO = identification organisationnelle; ES = erreur standard.

†p < 0,10. *p < 0,05. **p < 0,01.

-> Voir la liste des tableaux

Dans l’ensemble, les résultats aux analyses de régression répondent aux attentes préétablies pour deux des trois variables dépendantes, à savoir : l’EA et le présentéisme. Plus particulièrement, l’EA est prédit significativement sous le foyer de l’organisation, β = 0,182, p < 0,05, ainsi que sous le foyer de l’emploi, β = 0,351, p < 0,01. Pour le présentéisme, seul le foyer de l’emploi semble reconnaître une influence négative de l’IO sur ce comportement, β = −0,129, p < 0,01. Pour ce qui est de l’absentéisme, les analyses n’ont montré aucun de liens significatifs entre l’IO et ce comportement, et ce, indépendamment du foyer étudié.

Discussion

Cette troisième étude a donné l’occasion d’élargir les possibilités d’utilisation de l’instrument graphique français de l’IO en considérant l’idée d’un décloisonnement selon de multiples foyers d’identification. Malgré son caractère exploratoire, les résultats à cette dernière étude suggèrent que le décloisonnement de l’instrument graphique en de multiples foyers constitue une avenue intéressante et prometteuse pour de futurs travaux sur le sujet. Entre autres, les résultats observés à cette dernière étude montrent que l’EA est prédit significativement sous deux des trois foyers (c.-à-d., organisation et emploi); alors que seul le foyer de l’emploi semble présenter une influence significative dans le cas du présentéisme. La taille de l’échantillon sur lequel repose cette étude, ou encore la nature des instruments utilisés pour mesurer les comportements d’assiduité, pourraient expliquer l’absence de résultat en lien avec l’absentéisme.

Discussion générale

Principaux constats

Somme toute, l’instrument graphique français de l’IO semble générer des patrons corrélationnels semblables à ceux observés avec l’instrument multi-items. Les avantages que propose l’instrument graphique sont susceptibles de faciliter la mesure de l’IO auprès d’échantillons francophones et d’accroître son inclusion dans de futures études. De plus, la mise en relation de l’IO avec différents construits a permis le prolongement de son réseau nomologique; et donc mis en lumière la pertinence d’inclure cet instrument dans de nouvelles recherches.

L’IO fut longtemps étudiée en se basant uniquement sur le foyer de l’organisation. L’idée de considérer ce concept selon différents foyers d’identification tend à refléter davantage la complexité et la réalité des organisations d‘aujourd’hui, et ce, en plus de permettre à l’IO d’évoluer conceptuellement et de s’enrichir sur le plan empirique. D’ailleurs, dans leurs travaux, Shamir et Kark (2004) reconnaissent la possibilité de mesurer l’IO selon de multiples foyers d’identification en utilisant l’instrument graphique qu’ils ont développé. Dans le cadre de la présente recherche, le décloisonnement de l’instrument graphique à travers trois foyers d’identification a permis d’observer des schémas corrélationnels différentiels avec certaines variables, notamment l’engagement affectif et le présentéisme. Cela accentue donc l’importance de poursuivre l’étude de l’IO en considérant différents foyers d’identification et leurs liens avec d’autres variables. Bien que cette étude n’ait pas permis de relever des résultats significatifs selon chacun des foyers, il demeure intéressant de poursuivre de tels efforts de recherche à partir de plus grands échantillons.

Implications pratiques

De façon générale, l’instrument graphique français de l’IO converge avec l’instrument multi-items, ce qui a des implications pratiques puisqu’il est désormais possible d’utiliser cet instrument graphique auprès de populations francophones. Cela favorise par le fait même son inclusion dans un plus grand nombre d’études et de contextes organisationnels. Considérée comme un concept lié à un large éventail d’attitudes et de comportements des membres (Karanika-Murray et al., 2015; Riketta, 2005; Weisman et al., 2023), l’IO est une cible d’intérêt pour les organisations qui souhaitent investir dans des moyens simples pour mobiliser et engager leurs employés (Mael & Ashforth, 1992). La présente recherche contribue donc à la simplification et à l’accessibilité d’une mesure de l’IO, tout en relevant la pertinence d’étudier ce construit selon de multiples foyers d’identification. En effet, le décloisonnement de l’IO à travers différents foyers semble allouer une compréhension plus précise et nuancée du concept, pouvant permettre la mise en place d’une stratégie comprenant des pratiques différentes en fonction des foyers d’identification que l’on souhaite relever.

Limites et pistes de recherche futures

Cette recherche et les études qu’elle comprend ne sont pas sans limites. Tout d’abord, bien que les démarches méthodologiques se basent sur plusieurs échantillons, ces derniers sont de petites tailles, composés majoritairement de femmes et consistent en des échantillons dits de convenance, qui peuvent être sujets à l’influence de certains biais (p. ex., biais d’autosélection, représentativité au niveau du genre). Les résultats obtenus se limitent donc aux échantillons utilisés. Il serait intéressant de reproduire les analyses réalisées en se basant sur des échantillons plus conséquents et provenant de contextes variés. Une seconde limite potentielle est en fait le recours à un instrument composé d’un seul item pour mesurer certaines des variables critères associées à l’étude 2 (c.-à-d., insécurité d’emploi) et l’étude 3 (c.-à-d., présentéisme et absentéisme), et ce, en dépit du fait que d’autres instruments valides existent (p. ex., De Witte et al., 2015; Mohammadi et al., 2023; Paget et al., 1998). Bien qu’une telle pratique soit déjà répandue dans les études passées et que plusieurs de celles-ci montrent que l’utilisation d’un instrument à item unique soit parfois tout aussi efficace qu’un instrument comprenant de multiples items (Matthews et al., 2022; Wanous et al., 1997), il demeure que les mesures à item unique requièrent généralement des preuves de validité et fidélité plus étayées pour juger de leur qualité. Une troisième limite de cette recherche renvoie au fait que les données recueillies étaient de nature transversale. Il serait donc intéressant de reproduire les études en privilégiant des devis qui offrent la possibilité d’étudier les liens entre ces variables dans le temps (p. ex., devis prospectifs ou longitudinaux).

Au niveau des pistes de recherche futures, les prochaines études pourraient voir à inclure conjointement les deux types d’instruments (c.-à-d., graphique et multi-items) dans de nouvelles collectes de données. Une telle façon de procéder pourrait permettre de tester l’effet incrémental de l’item graphique, en calculant son apport par-delà celui que présente l’instrument comprenant de multiples items. Enfin, le décloisonnement de l’instrument graphique en trois foyers d’identification (c.-à-d., l’organisation, le superviseur, l’emploi occupé) a permis d’explorer des schémas corrélationnels qui aident à mieux saisir les mécanismes sous-jacents de l’IO. Toutefois, les résultats observés réaffirment le besoin de continuer les travaux sur cette question. À ce titre, l’équipe (ou les collègues) de travail pourrait constituer un autre foyer d’identification d’intérêt pour d’éventuelles études sur le sujet. Des travaux récents montrent d’ailleurs que ce foyer serait meilleur que celui de l’organisation pour prédire des comportements de déviance ou de citoyenneté organisationnelle (Pugliese et al., 2024).

Conclusion

Cette recherche avait pour principal objectif de faire l’adaptation française d’un instrument graphique de l’IO. En proposant une démarche centrée sur le prolongement de son réseau nomologique et son décloisonnement selon différents foyers d’identification, il semble que la version française de l'instrument graphique de l’IO converge avec son homologue comprenant de multiples items, et ce, en plus de présenter une utilisation simplifiée. Ceci a des implications pratiques non négligeables puisqu’il est maintenant possible de promouvoir son utilisation auprès des populations francophones, et ce, tant en recherche qu’en pratique. L’instrument graphique montre également le potentiel d'évaluer l'IO selon différents foyers d'identification, ce qui souligne sa pertinence pour des recherches futures et renforce l’utilité d’étudier l’IO sous une conception plus nuancée.