Échelle des attentes d’efficacité personnelle professionnelle

1. Résumé / Abstract

L’Échelle des attentes d’efficacité personnelle professionnelle (désignée à l’origine sous l’appellation allemande Skala zur Erfassung der beruflichen Selbstwirksamkeitserwartung ou en anglais Professional Self-Efficacy Expectation Scale, PSEES) est un instrument psychométrique développé par Gernot von Collani et Birgit Schyns. Conçue pour combler le fossé entre les mesures de l’auto-efficacité générale et les échelles hyper-spécifiques restreintes à des tâches hautement circonscrites, la PSEES évalue la conviction globale d’un individu en sa capacité à déployer les compétences et comportements requis pour maîtriser les exigences professionnelles génériques du monde du travail contemporain.

Dans sa forme intégrale, l’instrument se compose de 19 items formulés positivement et négativement, tandis qu’une forme abrégée statistiquement validée compte 8 items hautement discriminants. Les participants répondent à l’aide d’une échelle d’évaluation de Likert en six points, graduée de 1 (« stimmt völlig » / tout à fait d’accord) à 6 (« stimmt überhaupt nicht » / pas du tout d’accord). Sur le plan des qualités psychométriques, la version complète à 19 items affiche une cohérence interne exceptionnelle, attestée par un coefficient alpha de Cronbach variant entre .88 et .92, ainsi qu’une fidélité par la méthode du partage (split-half de Spearman-Brown) de .88. La version courte à 8 items préserve une consistance interne robuste (α = .88) et présente une corrélation quasi parfaite de r = .95 avec la version longue. Les analyses factorielles confirment l’unidimensionnalité du construit, expliquant 40,8 % de la variance totale dès la première composante principale. Les preuves de validité de construit se révèlent remarquables, attestées par des corrélations convergentes substantielles avec les échelles de compétence perçue générale de Sherer et de Schwarzer, tout en manifestant une validité discriminante nette à l’égard de traits de personnalité tels que le névrosisme.

2. Mots-clés / Keywords

auto-efficacité professionnelle, sentiment d’efficacité personnelle, Albert Bandura, psychologie du travail, évaluation psychométrique, validité de construit, consistance interne, compétences professionnelles, adaptation professionnelle, ressources personnelles, échelle unidimensionnelle, motivation professionnelle.

3. Auteurs / Authors

L’échelle a été développée par des chercheurs émérites affiliés à des institutions académiques de premier ordre dans les domaines de la psychologie différentielle, de la psychologie sociale et du comportement organisationnel :

• Prof. Dr. Gernot von Collani : Institut für Allgemeine Psychologie, Université de Leipzig (Universität Leipzig), Seeburgstraße 14-20, 04103 Leipzig, Allemagne. Courriel institutionnel : [email protected]. Spécialiste renommé de la psychologie de la personnalité, de la motivation et de la psychométrie appliquée aux attitudes.
• Dr. Birgit Schyns : Professeure en comportement organisationnel et leadership, affiliée au cours de sa carrière à des établissements d’excellence tels que la NEOMA Business School (Campus de Rouen/Reims, France) et l’Université de Durham (Royaume-Uni). Courriel de contact : [email protected]. Ses axes de recherche portent principalement sur le leadership (notamment la théorie Leader-Member Exchange), la perception de soi au travail et les mécanismes cognitifs sous-tendant la performance organisationnelle.

4. Objectif / Purpose

L’objectif fondamental de l’Échelle des attentes d’efficacité personnelle professionnelle est de fournir un instrument standardisé, valide et fidèle pour mesurer les jugements individuels quant aux capacités à mobiliser avec succès les ressources cognitives, émotionnelles et comportementales requises par la vie professionnelle dans son ensemble. Historiquement, l’évaluation de l’auto-efficacité s’est heurtée à une tension méthodologique entre deux approches divergentes. D’un côté, la tradition orthodoxe bandurienne préconisait la confection d’outils strictement contextualisés, calibrés sur une micro-tâche donnée (par exemple, la capacité à rédiger un bilan comptable sans erreur ou à manipuler un logiciel précis). Bien que prédictives au plan local, ces mesures s’avèrent impossibles à généraliser et empêchent toute comparaison transversale entre professions hétérogènes. D’un autre côté, les échelles d’auto-efficacité généralisée (telles que celles de Ralf Schwarzer ou de Mark Sherer) mesurent une croyance de maîtrise existentielle diffuse, qui tend à se confondre avec des dispositions globales de personnalité comme l’estime de soi ou le névrosisme, perdant ainsi une partie de sa puissance explicative au sein de la sphère organisationnelle.

La PSEES résout ce dilemme en se positionnant à un niveau intermédiaire d’abstraction, qualifié de « domaine-spécifique » (domain-specific). Elle mesure l’aptitude globale à faire face aux exigences inhérentes au travail — telles que la résolution d’imprévus, l’apprentissage de nouvelles méthodes, la persévérance face aux échecs, la clarification et la poursuite d’objectifs de carrière —, tout en demeurant indépendante des spécificités techniques d’un emploi particulier. Ce calibrage permet son administration indifférenciée à des ingénieurs, des soignants, des employés administratifs, des ouvriers, ainsi qu’à des individus en situation de transition professionnelle ou de chômage.

Dans le domaine de la recherche fondamentale et appliquée, la PSEES constitue un outil privilégié pour modéliser les dynamiques de stress au travail, la prévention du syndrome d’épuisement professionnel (burnout), l’adaptabilité de carrière, l’innovation individuelle et l’engagement organisationnel. Dans la pratique clinique, d’orientation et de conseil en gestion de carrière, l’échelle permet aux psychologues du travail et aux conseillers en insertion d’identifier des déficits d’auto-efficacité chez des travailleurs bloqués dans leur évolution ou confrontés à une reconversion difficile. L’identification de telles croyances invalidantes ouvre la voie à des interventions ciblées visant la restructuration cognitive, l’exposition graduée à des réussites professionnelles ou le mentorat modélisant.

5. Construit psychologique / Construct

Le construit mesuré par cet instrument réside dans les attentes d’efficacité personnelle professionnelle (Professional Self-Efficacy Expectations). Contrairement aux attentes de résultats (qui renvoient à la conviction qu’une conduite donnée produira un effet environnemental particulier), l’attente d’auto-efficacité concerne le jugement métacognitif selon lequel le sujet s’estime capable d’exécuter avec succès les démarches requises pour affronter des défis professionnels complexes, novateurs ou menaçants.

Bien que les analyses factorielles démontrent formellement que l’instrument fonctionne comme une structure unidimensionnelle cohérente, le construit agrège plusieurs facettes comportementales et cognitives intimement interconnectées du fonctionnement au travail :

• La persévérance face aux obstacles et à l’adversité : Cette facette explore la propension à intensifier ses efforts lorsque le travail ne produit pas immédiatement le résultat escompté, plutôt que d’abandonner ou de se résigner. L’individu doté d’une forte auto-efficacité interprète les difficultés comme des signaux d’apprentissage exigeant une mobilisation accrue, tandis que les sujets faiblement auto-efficaces perçoivent l’échec initial comme une confirmation d’incompétence irréversible.
• La gestion proactive de l’imprévu et des incertitudes organisationnelles : Les items évaluent le sentiment de sérénité et la flexibilité mentale face aux ruptures de routine. Un travailleur efficace sur ce plan aborde les situations ambiguës avec la certitude qu’il saura élaborer des solutions créatives et mobiliser des stratégies adaptatives alternatives.
• La clarté, l’initiation et la poursuite d’objectifs de carrière : Le construit englobe la capacité à se fixer des visées professionnelles ambitieuses mais réalistes, assortie de la conviction d’être en mesure de déployer les plans d’action nécessaires pour les concrétiser au fil du temps.
• L’ouverture à l’acquisition de nouvelles compétences : Le rejet de l’évitement protecteur face à des technologies, procédures ou savoirs exigeants. L’individu à haute auto-efficacité ne fuit pas les apprentissages complexes, car il postule que son potentiel d’assimilation et ses ressources heuristiques surpasseront la difficulté de la tâche.
• L’assurance et la confiance en son propre potentiel : Une disposition globale à s’estimer à la hauteur des exigences imposées par la fonction, s’appuyant sur l’intégration harmonieuse des réussites professionnelles antérieures.

6. Cadre théorique / Theoretical Framework

Le fondement épistémologique de l’instrument s’ancre directement dans la théorie sociocognitive formulée et enrichie par Albert Bandura (1977, 1986, 1997). Selon ce paradigme, le fonctionnement humain repose sur un modèle de causalité triadique réciproque, où les facteurs personnels internes (cognitions, affects, processus biologiques), les comportements observables et les influences environnementales opèrent comme des déterminants en constante interaction mutuelle. Au cœur de ce système d’agentivité se trouve le système de croyances d’auto-efficacité personnelle (self-efficacy beliefs), considéré par Bandura comme le moteur primaire de la motivation humaine, de la régulation émotionnelle et des choix existentiels.

Bandura postule que les croyances d’efficacité se constituent et se renforcent à travers quatre sources principales d’information :

1. Les expériences de maîtrise active (enactive mastery experiences) : Les succès passés constituent la source d’efficacité la plus robuste, consolidant un sentiment d’invulnérabilité face aux épreuves, tandis que les échecs non tempérés par des réussites préalables sapent la confiance.
2. L’apprentissage par modelage vicariant (vicarious experiences) : L’observation de collègues ou de pairs pertinents surmontant des difficultés analogues par un effort soutenu persuade l’individu qu’il possède lui aussi la capacité d’y parvenir.
3. La persuasion verbale et sociale : Les encouragements réalistes formulés par des mentors, des supérieurs hiérarchiques ou des pairs légitimes permettent de maintenir l’effort et d’atténuer le doute de soi.
4. Les états physiologiques et émotionnels : L’interprétation des réactions somatiques (tensions musculaires, accélération cardiaque) face aux pressions professionnelles. Les individus hautement auto-efficaces interprètent l’excitation physiologique comme un afflux d’énergie mobilisatrice, alors que les sujets anxieux l’envisagent comme le présage d’un échec imminent.

Gernot von Collani et Birgit Schyns ont enrichi ce socle bandurien en s’appuyant sur les travaux de la psychologie de la motivation et de l’adaptation, notamment la théorie de l’espoir (Hope Theory) de C. R. Snyder (distinguant la volonté d’atteindre un but de la capacité perçue à concevoir des voies pour l’atteindre) et les concepts de compétence heuristique développés par Peter Stäudel (1988). En extrayant la dynamique d’auto-efficacité de sa pure spécificité comportementale pour l’ancrer au niveau du rôle professionnel, von Collani et Schyns ont démontré qu’il existe un schéma stable de compétence professionnelle perçue guidant le choix des missions, l’investissement énergétique et la résilience face aux mutations économiques.

7. Validité / Validity

La validité de l’Échelle des attentes d’efficacité personnelle professionnelle a été rigoureusement démontrée par l’analyse systématique de ses relations avec divers construits psychologiques théoriquement congruents ou divergents (validité de construit convergente et discriminante), au sein d’échantillons de travailleurs en poste et de personnes au chômage (N compris entre 55 et 134 selon les sous-groupes de validation croisée).

Validité convergente

Les corrélations observées entre la PSEES et d’autres échelles validées de sentiment d’efficacité personnelle et de compétence perçue soutiennent très fortement la validité convergente de l’instrument :

• Échelle d’auto-efficacité générale de Schwarzer (1994) : Corrélation majeure de r = .77 (p < .01). Cette relation témoigne d’un noyau commun substantiel de confiance en ses capacités tout en laissant une part de variance non partagée (~40 %), reflétant la spécification du domaine professionnel.
• Échelle d’auto-efficacité générale de Sherer et al. (1982) : Corrélation robuste de r = .69 (p < .01), attestant de l’alignement théorique de l’instrument sur les instruments classiques de psychologie clinique et sociale.
• Échelle d’auto-efficacité liée au travail de Speier (Work-Related Self-Efficacy) : Corrélation élevée de r = .73 (p < .01), confirmant la convergence précise de la mesure avec les évaluations anglo-saxonnes du rôle professionnel.
• Échelle d’aptitude à s’affirmer (« Fordern-Können » d’Ullrich) : Corrélation forte de r = .65 (p < .01), validant l’implication proactive de la personne dans la négociation de ses conditions et objectifs professionnels.
• Estime de soi globale de Rosenberg (1965) : Corrélation modérée de r = .43 (p < .01). Ce niveau de corrélation est théoriquement idéal : l’auto-efficacité professionnelle est positivement reliée à la valeur globale que l’individu s’accorde, mais s’en distingue nettement, confirmant qu’il ne s’agit pas d’un simple artefact d’amour-propre non contextuel.
• Sentiment de maîtrise de Pearlin (Sense of Mastery) : r = .35 (p < .01).
• Orientation vers l’action lors de la planification (HOP selon Julius Kuhl) : r = .34 (p < .05), corroborant le lien entre sentiment d’efficacité et capacité à initier sans délai des plans d’action structurés.

Validité discriminante

La validité discriminante a été examinée à l’égard de dimensions de personnalité et d’orientations volitives négatives :

• Névrosisme (mesuré par le NEO-FFI de Borkenau & Ostendorf) : Corrélation inverse et substantielle de r = -.57 (p < .01). Les sujets manifestant un niveau élevé d’instabilité émotionnelle, d’anxiété et de vulnérabilité au stress rapportent des niveaux significativement affaiblis d’auto-efficacité au travail, ce qui concorde avec la théorie prédisant une altération des croyances d’efficacité par l’hyperréactivité négative.
• Orientation vers l’état après un échec (HOM selon Julius Kuhl / rumination) : Corrélation faible et non significative (r = .25, n.s.), confirmant que l’auto-efficacité professionnelle ne se résume pas à l’absence mécanique de pensées intrusives passives après un insuccès.

8. Fidélité / Reliability

L’évaluation des propriétés de fidélité de l’instrument témoigne d’une précision de mesure remarquable, répondant aux exigences les plus strictes des normes de l’American Psychological Association (APA) pour une utilisation tant dans la recherche que pour le bilan individuel.

• Cohérence interne (Alpha de Cronbach) : Pour l’échelle globale de 19 items, le coefficient alpha oscille entre .88 et .92 au sein des divers sous-échantillons étudiés (salariés et demandeurs d’emploi). Cette valeur illustre une homogénéité interne optimale, garantissant que l’ensemble des énoncés converge de façon harmonieuse vers le même construit sous-jacent.
• Fidélité de moitié / Split-half : L’application de la formule de prophétie de Spearman-Brown sur les moitiés équivalentes de l’instrument délivre un coefficient de fidélité partagée de .88, confirmant la stabilité métrique indépendamment de la distribution des énoncés.
• Propriétés de la version courte (8 items) : La forme abrégée démontre une robustesse psychométrique remarquable malgré sa concision, affichant un alpha de Cronbach de .88.
• Équivalence entre les versions : Le coefficient de corrélation linéaire entre le score obtenu à la version abrégée de 8 items et le score de la version intégrale de 19 items atteint r = .95. Cette corrélation quasi unitaire garantit que la version réduite capture l’intégralité du domaine conceptuel de l’instrument original sans perte substantielle de sensibilité.

9. Analyse factorielle / Factor Analysis

Les investigations psychométriques menées par von Collani et Schyns à l’aide du progiciel SPSS (version 8.0) ont combiné des analyses en composantes principales (ACP), des analyses factorielles exploratoires (AFE) et des analyses factorielles confirmatoires (AFC) pour clarifier l’organisation latente de l’échelle.

À l’origine, le pool initial comportait 20 items dérivés d’instruments reconnus (Sherer, Schwarzer, Snyder, Stäudel). L’analyse d’items a conduit à l’élimination d’un énoncé défaillant dont les indices de discrimination et les saturations factorielles étaient insuffisants, fixant l’échelle finale à 19 items.

L’extraction factorielle par composantes principales démontre sans ambiguïté l’unidimensionnalité de l’instrument. La première composante principale non tournée explique à elle seule 40,8 % de la variance totale. Les saturations factorielles (notées K) et les indices de discrimination ou corrélations item-total corrigées (notés T) de l’ensemble des 19 items sont récapitulés dans le tableau ci-dessous :

Comme l’indiquent les résultats, toutes les saturations s’échelonnent entre .54 et .81, et les discriminations d’items se maintiennent au-delà du seuil conventionnel de .40 (variant de .49 à .75). L’item 13 (« Face aux difficultés professionnelles, je reste serein(e) car je peux toujours me fier à mes capacités ») ressort comme le meilleur indicateur du construit, combinant la saturation la plus élevée (.81) et la discrimination la plus forte (.75). C’est précisément sur la base de ces indicateurs statistiques que la version courte à 8 items a été extraite (items 11, 12, 13, 14, 16, 17, 18, 19), garantissant une parcimonie maximale tout en retenant le noyau dur de l’espace factoriel.

10. Instrument de mesure / Instrument

L’Échelle des attentes d’efficacité personnelle professionnelle se présente sous la forme d’un questionnaire d’auto-évaluation directe, administrable sous format papier-crayon ou par interface informatisée en ligne.

• Type d’évaluation : Questionnaire psychométrique d’auto-évaluation (self-report inventory).
• Versions disponibles :
  • Version longue : 19 items (couvrant l’ensemble des attitudes professionnelles d’adaptation).
  • Version courte : 8 items (sélectionnés pour leur saturation factorielle élevée).
• Format des réponses : Échelle de Likert à 6 points avec étiquetage explicite des deux pôles extrêmes :
  • 1 = « stimmt völlig » (tout à fait d’accord / correspond parfaitement)
  • 6 = « stimmt überhaupt nicht » (pas du tout d’accord / ne correspond pas du tout)
  • Les échelons intermédiaires de 2 à 5 permettent au répondant de nuancer l’intensité de son approbation sans point médian neutre imposé.
• Règles de cotation et inversion (Scoring) :
  • Dans l’instrumentation originale, plusieurs items traduisent une faible efficacité ou un doute quant à ses compétences (items inversés : 2, 3, 4, 6, 8, 9).
  • Consigne impérative de recodage : Pour standardiser la cotation de sorte qu’un score total plus élevé reflète sans équivoque une haute auto-efficacité professionnelle, les items formulés dans le sens de la défiance doivent être préalablement inversés : Nouveau score = 7 - Valeur originale (le score 1 devient 6, le score 2 devient 5, etc.).
  • Pour les items formulés dans le sens d’une haute efficacité (items 1, 5, 7, 10, 11, 12, 13, 14, 15, 16, 17, 18, 19), si le répondant a utilisé l’échelle 1 = « stimmt völlig », les scores doivent également être inversés ou orientés dans la direction où 6 = accord total, selon la convention de sommation retenue par le chercheur.
  • Calcul du score total : On procède à l’addition simple de tous les items recodés. Le score global de la version à 19 items s’échelonne théoriquement de 19 à 114 (ou de 19 à 80 selon le recodage brut standardisé de la cohorte pilote allemande). Pour la version courte, le score varie de 8 à 48 points.
• Données normatives de l’échantillon de référence : L’échantillon normatif initial comprenait N = 153 individus (108 actifs professionnels et 45 personnes en situation de recherche d’emploi ; 88 femmes, 64 hommes, 1 non précisé ; moyenne d’âge = 38,7 ans, SD = 11,2). Le score moyen global à la version 19 items s’établit à 43,4 points avec un écart-type de 12,6, les valeurs extrêmes observées s’étendant de 19 à 80 points.

11. Permissions, Tarifs et Année du test / Permissions & Fee and Test Year

• Année de développement : 2001-2002.
• Statut des droits et conditions d’utilisation : Instrument du domaine public académique (Open Access for Academic Research). Les auteurs autorisent l’utilisation de l’échelle à des fins de recherche scientifique non commerciale et d’enseignement supérieur sans paiement de droits de licence (fee-free), sous réserve de citer scrupuleusement les publications sources d’origine.
• Usage commercial et interventions en entreprise : Toute intégration de l’instrument dans des plateformes logicielles commerciales de recrutement, de bilan de compétences payant ou de coaching de cadres requiert une demande formelle d’autorisation auprès des auteurs ou de leurs représentants académiques.
• Contacts institutionnels :
  • Prof. Dr. Gernot von Collani, Institut für Allgemeine Psychologie, Universität Leipzig.
  • Prof. Dr. Birgit Schyns, NEOMA Business School.

12. Références / References

• Bandura, A. (1977). Self-efficacy: Toward a unifying theory of behavioral change. Psychological Review, 84(2), 191–215. https://doi.org/10.1037/0033-295X.84.2.191
• Bandura, A. (1986). Social foundations of thought and action: A social cognitive theory. Prentice-Hall.
• Bandura, A. (1997). Self-efficacy: The exercise of control. W. H. Freeman.
• Borkenau, P., & Ostendorf, F. (1993). NEO-Fünf-Faktoren-Inventar (NEO-FFI) nach Costa und McCrae. Hogrefe.
• Kuhl, J. (1994). Action and state orientation: Psychometric properties of the Action Control Scales (ACS-90). In J. Kuhl & J. Beckmann (Eds.), Volition and personality: Action versus state orientation (pp. 47–59). Hogrefe & Huber.
• Pearlin, L. I., & Schooler, C. (1978). The structure of coping. Journal of Health and Social Behavior, 19(1), 2–21. https://doi.org/10.2307/2136319
• Rosenberg, M. (1965). Society and the adolescent self-image. Princeton University Press. https://doi.org/10.1515/9781400876136
• Schwarzer, R. (1994). Optimistische Kompetenzerwartung: Zur Zusammenfassung einer Skala. Freie Universität Berlin.
• Schyns, B. (2001). Selbstwirksamkeit im Beruf: Konstrukt, Messung und Implikationen für die Organisationspsychologie. Pabst Science Publishers.
• Schyns, B., & von Collani, G. (2002). A new occupational self-efficacy scale and its relation to personality constructs and organizational variables. European Journal of Work and Organizational Psychology, 11(2), 219–241. https://doi.org/10.1080/13594320244000148
• Sherer, M., Maddux, J. E., Mercandante, B., Prentice-Dunn, S., Jacobs, B., & Rogers, R. W. (1982). The Self-Efficacy Scale: Construction and validation. Psychological Reports, 51(2), 663–671. https://doi.org/10.2466/pr0.1982.51.2.663
• Snyder, C. R., Harris, C., Anderson, J. R., Holleran, S. A., Irving, L. M., Sigmon, S. T., Yoshinobu, L., Gibb, J., Langelle, C., & Patry, P. (1991). The will and the ways: Development and validation of an individual-differences measure of hope. Journal of Personality and Social Psychology, 60(4), 570–585. https://doi.org/10.1037/0022-3514.60.4.570
• Stäudel, P. (1988). Handlungskompetenz und Verhaltensanpassung: Diagnostik von Heuristiken des Problemlösens. Beltz.
• von Collani, G., & Schyns, B. (2002). Entwicklung und Validierung einer Skala zur Erfassung beruflicher Selbstwirksamkeitserwartung. Zeitschrift für Arbeits- und Organisationspsychologie, 46(4), 219–224.

13. Questions et items du questionnaire (Scale Items)