Échelle d’engagement organisationnel (ISSP)

1. Résumé

L’Échelle d’engagement organisationnel de l’ISSP (connue dans la littérature internationale sous le nom d’Organizational Commitment Scale – ISSP OC) constitue un instrument de mesure psychométrique ultra-court et standardisé conçu pour évaluer la facette affective de l’engagement d’un travailleur envers l’organisation ou l’entreprise qui l’emploie. Intégrée pour la première fois en 1997 dans le module récurrent « Orientations envers le travail » (Work Orientations) du prestigieux International Social Survey Programme (ISSP), cette échelle a été répliquée lors des vagues d’enquêtes représentatives transnationales de 2005 et 2015. L’instrument est composé de trois items mesurant de manière parcimonieuse l’identification psychologique du salarié, sa fierté d’appartenance ainsi que son implication comportementale proactive à l’égard de son organisation.

Sur le plan structurel et métrologique, l’ISSP OC repose sur une échelle de réponse ordonnée de type Likert en 5 points, allant de 1 (« Tout à fait d’accord ») à 5 (« Pas du tout d’accord »), accompagnée d’une modalité non métrique distincte (« Ne peut pas choisir », codée comme valeur manquante). Bien que l’instrument s’administre en moins d’une minute via des modes de passation hétérogènes (CAPI, PAPI, CASI, CAWI et entrevues téléphoniques), il présente des caractéristiques psychométriques rigoureusement établies à l’échelle mondiale. Les analyses conduites à partir des données de l’ISSP 2015 auprès de plus de 26 000 salariés dans 38 pays et en 50 langues mettent en évidence une consistance interne acceptable à bonne selon les contextes culturels, avec un coefficient alpha de Cronbach oscillant entre .44 et .76 et un coefficient oméga de McDonald variant de .45 à .76 (moyenne globale de ω = .69). Lorsqu’on applique la formule de prophétie de Spearman-Brown pour compenser l’extrême brièveté de l’échelle par rapport aux versions longues traditionnelles de 15 items (telles que l’OCQ de Mowday, Steers et Porter), la fidélité équivalente projetée atteint ω = .92.

Les analyses factorielles confirmatoires multigroupes (AFCM) établissent l’existence d’une invariance scalaire approximative à travers 32 pays industrialisés et émergents, validant ainsi la comparabilité internationale des variances, covariances et moyennes latentes du construit. L’examen du réseau nomologique confirme une validité convergente, divergente et critériée substantielle : l’engagement organisationnel mesuré est positivement corrélé à la satisfaction au travail, à l’adéquation personne-emploi, à la santé perçue et aux opportunités de formation, tandis qu’il présente des corrélations négatives attendues avec l’intention de quitter l’organisation, le stress professionnel, la précarité perçue et l’exposition aux discriminations.

2. Mots-clés

Engagement organisationnel, engagement affectif, International Social Survey Programme, psychométrie organisationnelle, fidélité transculturelle, invariance de mesure, satisfaction au travail, rétention du personnel, comportement de citoyenneté organisationnelle, modèle conflagratoire.

3. Auteurs

L’échelle a été développée et harmonisée au sein du consortium scientifique de l’International Social Survey Programme (ISSP), sous la coordination méthodologique de spécialistes internationaux des enquêtes quantitatives et de la psychométrie du travail :

• Regina Jutz — GESIS – Leibniz-Institut für Sozialwissenschaften, Mannheim, Allemagne. Spécialiste de la méthodologie d’enquête et de l’harmonisation des données transnationales.
• Evi Scholz — GESIS – Leibniz-Institut für Sozialwissenschaften, Mannheim, Allemagne. Chercheuse en sociologie quantitative et représentante méthodologique pour les modules du programme ISSP.
• Janet A. Harkness (décédée) — Ancienne directrice du Centre de méthodologie et d’enquêtes comparatives de GESIS, puis professeure à l’Université du Nebraska à Lincoln. Pionnière de l’approche méthodologique TRAPD pour la traduction et l’adaptation interculturelle des instruments de mesure.
• Consortium ISSP Work Orientations Study Group — Groupe de travail permanent sur les orientations envers le travail, chargé du calibrage comparatif des indicateurs dans plus de 40 pays partenaires.

Pour toute correspondance méthodologique ou archivistique générale, les chercheurs peuvent s’adresser au secrétariat permanent de l’ISSP via leur portail institutionnel officiel (www.issp.org) ou consulter l’archive de données hébergée par GESIS (DOI d’archivage des données : 10.4232/1.12848).

4. Objectif

L’objectif fondamental de l’Échelle d’engagement organisationnel de l’ISSP est de fournir aux chercheurs en psychologie du travail, en sociologie des organisations et en économie du travail une mesure empirique hautement synthétique, robuste et standardisée de la composante affective de l’attachement organisationnel. Dans le cadre de protocoles d’enquêtes populationnelles nationales et internationales de grande envergure, les chercheurs sont constamment confrontés à un arbitrage contraignant entre la complétude diagnostique des batteries de tests et le fardeau cognitif imposé aux répondants. Les inventaires classiques de l’engagement, tels que le questionnaire originel d’Allen et Meyer ou l’OCQ de Porter, comportent entre 8 et 24 items, ce qui engendre des coûts de collecte substantiels, un taux de décrochage élevé et des effets d’attrition non négligeables dans les enquêtes omnibus.

L’échelle de l’ISSP répond à cette contrainte logistique en condensant l’évaluation en exactement trois assertions fonctionnelles. L’objectif premier n’est pas le diagnostic clinique ou l’évaluation individuelle à des fins d’embauche ou de promotion professionnelle — applications pour lesquelles la fidélité absolue d’une mesure à trois items demeure insuffisante —, mais la recherche fondamentale, la modélisation étiologique macro-sociale et l’analyse comparative internationale. L’instrument vise à capturer le sentiment subjectif d’alignement moral et affectif entre l’employé et son organisation, la fierté d’en être membre et la propension à consentir des efforts supplémentaires désintéressés en faveur du succès collectif de l’entité.

Sur le plan sociétal et managérial, cet instrument permet d’analyser comment les politiques publiques du travail, la dynamique des marchés de l’emploi nationaux, le climat social et les systèmes de gestion des ressources humaines influencent l’attachement des salariés. Les macro-sociologues peuvent ainsi comparer comment les travailleurs sous contrat à durée indéterminée, les intérimaires, les cadres du secteur privé ou les fonctionnaires d’État intériorisent leur mission productive dans des pays dotés de régimes d’État-providence différents. En milieu d’entreprise, la mesure offre un instrument de veille rapide pour surveiller les fluctuations du climat interne, prédire l’absentéisme volontaire, modéliser le roulement du personnel (turnover) et concevoir des interventions ciblées visant à restaurer l’implication des équipes de travail.

5. Construit psychologique

Le concept central mesuré par l’instrument est l’engagement organisationnel (Organizational Commitment), envisagé spécifiquement sous son prisme affectif et attitudinal. Sur le plan structural, le construit renvoie à la force du lien psychologique unissant un employé à l’organisation spécifique pour laquelle il travaille. Selon les définitions fondatrices formulées par la psychologie sociale des organisations, ce lien ne se réduit pas à une transaction économique passive ; il englobe une dimension identitaire profonde au sein de laquelle les buts et les valeurs de l’entreprise s’imbriquent dans le concept de soi du travailleur.

Bien que l’échelle comprenne trois items concis, elle sollicite trois facettes intriquées de l’attachement affectif :

L’implication comportementale et l’effort discrétionnaire

Le premier vecteur du construit capture la volonté spontanée de l’employé d’investir des ressources énergétiques et cognitives au-delà des strictes exigences prescrites par sa fiche de poste (« Travailler plus dur que nécessaire »). En psychologie organisationnelle contemporaine, cette facette est intimement liée aux comportements de citoyenneté organisationnelle (OCB pour Organizational Citizenship Behavior). Le travailleur qui manifeste un score élevé sur cette composante ne restreint pas sa productivité au cadre formel d’un contrat de louage d’ouvrage ; il met son capital d’ingéniosité, son temps et son énergie au service de la performance globale de la structure, percevant le triomphe de l’organisation comme son propre accomplissement.

La fierté d’appartenance et l’identification identitaire

La seconde composante évalue la résonance émotionnelle positive et le sentiment de dignité dérivé de l’appartenance à l’entité de travail (« Être fier de travailler pour cette organisation »). Cette dimension fait directement écho à la théorie de l’identité sociale appliquée aux milieux de travail. L’individu fier de son organisation incorpore les attributs statutaires, éthiques et symboliques de celle-ci dans son identité personnelle. Cette fierté affective sert de bouclier psychologique contre l’aliénation professionnelle, procure un sentiment de validation sociale et favorise une harmonie émotionnelle durable entre le soi individuel et le collectif professionnel.

La loyauté sacrificielle et la résistance à l’attrait financier concurrentiel

La troisième composante mesure la disposition de l’individu à décliner des opportunités alternatives objectivement plus rémunératrices sur le marché du travail afin de préserver son statut au sein de son organisation actuelle. Contrairement à une simple inertie calculée fondée sur le manque d’opportunités externes, cette disposition reflète un attachement préférentiel dans lequel la relation d’appartenance prévaut sur l’optimisation monétaire immédiate. Elle traduit la valeur intrinsèque accordée à l’organisation, érigeant une barrière psychologique contre la défection salariale.

6. Cadre théorique

L’architecture conceptuelle de l’ISSP OC scale s’enracine dans les développements théoriques majeurs de la psychologie du travail de la seconde moitié du XXe siècle, oscillant historiquement entre perspectives sociologiques, théories du conditionnement économique et approches attitudinales.

L’approche attitudinale originelle de Porter et collaborateurs

Le socle théorique immédiat de l’instrument découle des travaux séminaux de Lyman W. Porter, Steers, Mowday et Boulian (1974), qui ont défini l’engagement organisationnel comme « la force relative de l’identification d’un individu à une organisation particulière et de son implication au sein de celle-ci ». Dans le modèle de Porter et de ses collègues, l’engagement se caractérise par trois manifestations convergentes :

• Une croyance inébranlable dans les objectifs et les valeurs de l’organisation et une adhésion totale à ceux-ci ;
• Une volonté délibérée d’exercer des efforts considérables au nom de l’organisation ;
• Un désir viscéral de maintenir son statut de membre au sein de l’organisation.

Cette approche, qualifiée d’attitudinale ou d’affective, postule que les attitudes internes précèdent, régulent et soutiennent les conduites professionnelles stables, contrastant avec les modèles comportementalistes stricts.

La théorie des paris secondaires de Becker

Avant l’hégémonie de l’approche attitudinale, la théorie des paris secondaires (Side-Bet Theory) d’Howard S. Becker (1960) proposait une grille de lecture matérialiste et calculée. Selon Becker, l’engagement n’est pas primordialement un élan du cœur, mais le résultat cumulatif de transactions cachées et d’investissements irréversibles : les années passées dans l’entreprise, les cotisations aux régimes de retraite non transférables, la réputation locale acquise ou les relations interpersonnelles constituent des mises qui augmentent le coût de sortie. L’employé reste engagé parce que le départ entraînerait des pertes nettes démesurées. Bien que l’ISSP OC scale ne mesure pas directement cette dimension purement instrumentale, l’item relatif au refus d’un salaire plus élevé capture l’arbitrage subjectif entre les bénéfices relationnels-affectifs et les gains financiers externes.

Le modèle tripartite de Meyer et Allen et ses débats critiques

Dans les années 1990, John Meyer et Natalie Allen ont synthétisé la littérature en élaborant leur célèbre modèle à trois composantes (Three-Component Model) :

1. L’engagement affectif (désir de rester : « want to stay ») ;
2. L’engagement de continuité ou calculé (besoin de rester en raison des coûts de rupture : « need to stay ») ;
3. L’engagement normatif (devoir moral de loyauté : « ought to stay »).

Cependant, des investigations psychométriques de grande ampleur (notamment la méta-analyse critique de Solinger, van Olffen et Roe, 2008) ont révélé des anomalies structurales majeures au sein de ce modèle tripartite. L’engagement normatif et l’engagement affectif présentent une colinéarité excessive (souvent r > .70), démontrant qu’ils capturent en réalité la même variance attitudinale générale. De plus, l’engagement calculé s’est révélé orthogonale, voire négativement corrélée, aux attitudes professionnelles positives, s’apparentant davantage à une perception d’enfermement organisationnel (entrapment). Les méta-analyses de Meyer et al. (2002) et de Cooper-Hakim et Viswesvaran (2005) ont conclu sans équivoque que l’engagement affectif constitue le cœur prédictif unique et légitime du construit, expliquant la quasi-totalité de la variance de la performance, du bien-être et de la rétention. C’est précisément cette assise théorique robuste qui justifie le choix de l’ISSP de focaliser son échelle ultra-courte exclusivement sur la dimension affective.

7. Validité

Les données empiriques de l’ISSP 2015 ont fait l’objet d’analyses de validité approfondies sur un échantillon total de 26 100 travailleurs dans 38 pays, validant les différentes facettes de la validité psychométrique.

Validité de contenu

La validité de contenu repose sur l’ancrage direct des items dans les instruments validés de référence de la littérature. Les énoncés 1 et 2 sont dérivés des items 1 et 6 de l’Organizational Commitment Questionnaire (OCQ) de Mowday et al. (1979), tandis que l’énoncé 3 provient de l’adaptation psychométrique validée par Cook et Wall (1980, item 7). L’évaluation par panels d’experts a confirmé que ces trois assertions épuisent adéquatement les facettes centrales de l’attachement affectif : l’effort prosocial, l’identification valorisante et la décision de persistance au détriment de gains pécuniaires externes.

Validité convergente et nomologique

L’exploration du réseau nomologique via des modèles multiniveaux à pentes et ordonnées aléatoires (contrôlant l’imbrication des individus au sein des nations) démontre des associations hautement significatives et conformes aux prédictions théoriques :

• Satisfaction au travail : Une forte corrélation positive apparaît systématiquement avec la satisfaction globale envers l’emploi (r ≈ .53, confirmant les résultats méta-analytiques de Mathieu et Zajac, 1990). L’employé engagé affecte une valence positive à l’ensemble de son environnement de travail.
• Engagement envers la profession : L’engagement organisationnel corrèle positivement et fortement avec l’engagement professionnel/vocationnel (r compris entre .45 et .54), démontrant que la passion pour un métier et l’ancrage dans une structure institutionnelle se renforcent mutuellement sans se confondre.
• Adéquation personne-emploi (Person-Job Fit) : Des corrélations positives robustes (r ≈ .30 à .40) attestent que les individus dont les compétences et valeurs s’ajustent parfaitement aux exigences du poste développent un attachement organisationnel décuplé.
• Ressources d’emploi : L’accès à la formation continue, les perspectives réelles de promotion interne et la flexibilité des horaires de travail présentent des corrélations moyennes à élevées (r ≈ .25 à .35) avec le score d’engagement.

Validité divergente et critériée

La validité divergente et la validité liée aux critères se vérifient au travers d’associations inverses avec des indicateurs de détresse et d’éloignement organisationnel :

• Intention de rotation (Turnover Intentions) : L’échelle prédit négativement et puissamment l’intention de démissionner, corroborant les données de Gaudine et Thorne (2012) ainsi que de Vandenberghe et al. (2004).
• Stress au travail et épuisement : Des corrélations négatives significatives sont observées entre le score à l’échelle et le stress professionnel perçu (r ≈ -.10 à -.30), confirmant que l’attachement organisationnel agit comme un régulateur des tensions émotionnelles.
• Injustice et harcèlement : L’exposition aux comportements hostiles, aux discriminations sur le lieu de travail et au harcèlement psychologique s’associe à des chutes drastiques de l’engagement affectif.
• Invariance démographique : Conformément aux méta-analyses de Cohen et Lowenberg (1990), le genre ne présente aucune corrélation significative avec le construit, tandis que l’âge affiche une association modérée positive (r ≈ .20), illustrant le processus de maturation professionnelle et de stabilisation statutaire au fil du parcours de vie.

8. Fidélité

L’estimation de la fidélité dans des échelles ultra-courtes (trois items) constitue un défi méthodologique bien connu en psychométrie, dans la mesure où le coefficient alpha de Cronbach est mécaniquement pénalisé par le faible nombre d’indicateurs (la formule mathématique de l’alpha intégrant directement le nombre d’items k dans son facteur d’amplification k / (k – 1)).

Indices de consistance interne

Dans l’échantillon transnational de l’ISSP 2015 (N = 24 816 répondants complets issus de 32 pays validés), la consistance interne a été évaluée au moyen de deux estimateurs :

• Alpha de Cronbach (α) : S’établit dans une fourchette globale allant de .44 (dans quelques contextes atypiques) ou .50 (Mexique) jusqu’à .76 (Russie). La moyenne internationale s’établit à α = .69. Dans des pays comme la France (α = .75), la Finlande (α = .75), la Chine (α = .75) ou l’Allemagne (α = .65), les valeurs sont tout à fait conformes aux standards acceptés pour des échelles abrégées.
• Oméga de McDonald (ω) : Comme l’hypothèse de tau-équivalence stricte est violée par les données (les saturations factorielles n’étant pas strictement égales entre les trois items), le coefficient oméga représente un estimateur plus robuste et non biaisé de la fidélité composite. L’oméga s’échelonne entre .56 (Mexique) et .76 (Chine, Russie), affichant une moyenne multinationale de ω = .69.

Correction par la formule de Spearman-Brown

Afin de comparer de manière rigoureuse la précision intrinsèque de ces trois items à celle des batteries classiques de 15 items (tel que le questionnaire complet de Mowday et al., qui culmine habituellement autour d’un alpha de .90), la formule de prophétie de Spearman-Brown a été appliquée avec un facteur multiplicatif de 5 (passant virtuellement de 3 à 15 items) :

Ce résultat démontre formellement que le réservoir d’items de l’ISSP possède une densité d’information et une homogénéité conceptuelle équivalentes à celles de l’instrument originel de 15 items, la relative modestie des coefficients bruts étant quasi exclusivement un artefact mathématique imputable au format ultra-court.

La variance moyenne extraite (AVE) s’établit globalement à .43, oscillant de .33 à .51 selon les nations (Chine : .51 ; Russie : .51 ; France : .50 ; République tchèque : .49), ce qui confirme que la part de variance attribuable au construit latent est substantielle.

9. Analyse factorielle

L’examen des propriétés dimensionnelles de l’ISSP OC scale a été réalisé à l’aide du logiciel R (paquet lavaan version 0.6-9) en utilisant l’estimateur des moindres carrés robustes avec correction pour non-normalité multivariée (MLR) et l’algorithme d’imputation par information complète (FIML).

Structure factorielle et identification du modèle

Un modèle factoriel confirmatif univarié comprenant exactement trois items est mathématiquement juste identifié (degrés de liberté ddl = 0), ce qui interdit le calcul des indices d’ajustement globaux (CFI, RMSEA, SRMR). Pour surmonter cette contrainte géométrique et tester empiriquement l’adéquation du construit, les méthodologistes de l’ISSP ont adossé l’échelle d’engagement organisationnel à l’échelle d’engagement professionnel (occupational commitment, 2 items), formant un modèle confirmatif à deux facteurs corrélés de premier ordre avec ddl > 0.

Deux covariances résiduelles théoriquement fondées ont été intégrées pour tenir compte de formulations d’items parallèles entre les deux échelles : l’une entre le renoncement salarial organisationnel et la disposition au changement de carrière, l’autre entre la fierté éprouvée envers l’entreprise et la fierté éprouvée envers le métier exercé. Ce modèle bifactoriel corrélé a été formellement opposé à un modèle unifactoriel global fusionnant tous les items.

Indices d’ajustement comparatifs

Les résultats empiriques confirment la supériorité éclatante du modèle à deux facteurs corrélés :

• Le modèle unifactoriel affiche un ajustement déplorable dans l’immense majorité des pays (dans 17 pays, le CFI chute sous .950 et dans 29 pays, le RMSEA excède le seuil de rejet de .100).
• Le modèle à deux facteurs corrélés présente une excellente adéquation dans 32 des 38 pays investigués (CFI global > .963, SRMR < .029). Seuls deux pays présentaient un RMSEA supérieur à .10 (Géorgie et Israël), et deux nations ont dû être écartées pour non-convergence ou corrélations aberrantes (Inde et Philippines).
• Dans l’analyse factorielle confirmatoire multigroupes (AFCM) regroupant les 32 pays retenus, le modèle présente des indices globaux exemplaires : χ²(64) = 176.192, p < .001, CFI = .996, RMSEA = .052, SRMR = .013.

Saturations factorielles

Les saturations factorielles standardisées (λ) attestent de la sélectivité et de la puissance d’ancrage des items sur la variable latente :

• Item 1 (Effort discrétionnaire) : Les saturations standardisées s’échelonnent de λ = .45 (Norvège) à λ = .80 (Turquie).
• Item 2 (Fierté organisationnelle) : Constitue l’item pivot le plus discriminant de l’échelle, avec des saturations variant entre λ = .78 (Mexique) et λ = .97 (République tchèque).
• Item 3 (Renoncement au débauchage financier) : Présente des saturations comprises entre λ = .18 (Mexique) et λ = .72 (Finlande), oscillant généralement autour de .50 à .65 dans la plupart des pays occidentaux et asiatiques.

À l’exception isolée de l’item 3 au Mexique, l’ensemble des saturations factorielles dépasse largement le seuil standard de λ > .30 recommandé par Floyd et Widaman (1995), confirmant l’unidimensionnalité et la validité convergente du construit.

Invariance de mesure transculturelle

L’analyse multigroupes démontre une invariance scalaire approximative à travers les 32 nations. Cette propriété méthodologique majeure autorise formellement les chercheurs à procéder à des comparaisons directes des moyennes latentes, des variances et des covariances de l’engagement organisationnel à l’échelle internationale sans distorsion métrique attribuable aux contextes linguistiques ou culturels.

10. Instrument de mesure

L’Échelle d’engagement organisationnel de l’ISSP est un questionnaire auto-administré ou hétéro-administré conçu pour une évaluation quantitative en population active :

• Type d’évaluation : Mesure psychométrique subjective du climat de travail et de l’attitude organisationnelle.
• Format d’administration : Compatible avec les entrevues en face-à-face assistées par ordinateur (CAPI) ou sur papier (PAPI), les questionnaires informatisés auto-administrés (CASI), les enquêtes web en ligne (CAWI) et les entrevues téléphoniques structurées (CATI).
• Population cible : Toute personne âgée d’au moins 18 ans (ou 15/16 ans selon les législations nationales) exerçant une activité professionnelle rémunérée au moment de l’enquête, quel que soit le secteur d’activité ou la nature du contrat de travail.
• Durée de passation : Moins d’une minute (< 60 secondes).
• Nombre d’items : 3 items obligatoires.
• Échelle de réponse : Échelle ordinale de Likert en 5 points avec option de non-réponse dissociée :
  Respondents give their answers on a 5-point Likert scale (1 = Strongly agree/Stimme voll und ganz zu, 2 = agree/Stimme zu, 3 = Neither agree nor disagree/Weder noch, 4 = disagree/Stimme nicht zu, to 5 = Strongly disagree/Stimme überhaupt nicht zu). Moreover, participants can answer with an extra category, namely 8 = Can’t choose/Kann ich nicht sagen. We coded this category as a missing value.
• Procédure de cotation et de calcul des scores :
  1. Recodage préalable : Dans le protocole original d’enquête, les modalités sont ordonnées de 1 (« Tout à fait d’accord ») à 5 (« Pas du tout d’accord »). Pour faciliter la restitution et l’interprétation théorique, il est impératif d’inverser les trois items afin d’aligner le sens vectoriel : 1 = « Pas du tout d’accord » (faible engagement) à 5 = « Tout à fait d’accord » (fort engagement).
  2. Traitement des non-réponses : La modalité « Ne peut pas choisir / Sans opinion » (valeur 8) ainsi que les refus de réponse sont impérativement codés comme valeurs manquantes (missing values).
  3. Score global : Le niveau d’engagement organisationnel est calculé par la moyenne non pondérée des trois items recodés. Le score continu obtenu est compris entre 1.00 et 5.00. Il est expressément recommandé de ne calculer le score moyen que pour les répondants présentant des données valides complètes sur l’intégralité des 3 items.
  4. Transformation POMP (Percentage of Maximum Possible) : À des fins comparatives, les scores peuvent être convertis selon la formule POMP = [(Score moyen – 1) / (5 – 1)] × 100, générant une métrique de 0 % à 100 %.

11. Permissions, Tarifs et Année du test

L’Échelle d’engagement organisationnel de l’ISSP s’inscrit dans la philosophie des données de recherche ouvertes (Open Science) promue par le consortium international :

• Année d’introduction initiale : 1997 (module ISSP Work Orientations II) ; reconduite et affinée lors des vagues de 2005 et 2015.
• Droits d’auteur et propriété intellectuelle : Le consortium de l’International Social Survey Programme (ISSP) détient la propriété méthodologique du questionnaire standardisé.
• Tarifs et frais d’utilisation : Gratuit (accès libre sans royalties pour la recherche universitaire, l’enseignement et les projets scientifiques à but non lucratif).
• Conditions de licence et d’utilisation : Les questionnaires nationaux traduits, les dictionnaires de variables et les banques de données harmonisées sont librement téléchargeables à des fins de recherche empirique via le catalogue d’archives de données GESIS Data Archive. Les utilisateurs sont tenus de citer explicitement la référence de l’enquête originale et le DOI du jeu de données utilisé (ex. DOI : 10.4232/1.12848 pour l’ISSP 2015).
• Usage commercial et interventions organisationnelles : L’utilisation par des cabinets de conseil ou des entreprises pour des audits internes est libre sous réserve de mentionner la source méthodologique de l’instrument et de ne pas commercialiser le texte de l’échelle sous une marque déposée privative.

12. Références

Les travaux scientifiques et manuels psychométriques de référence documentant l’échelle et ses soubassements théoriques sont les suivants :

• Allen, N. J., & Meyer, J. P. (1990). The measurement and antecedents of affective, continuance and normative commitment to the organization. Journal of Occupational Psychology, 63(1), 1–18. https://doi.org/10.1111/j.2044-8325.1990.tb00506.x
• Becker, H. S. (1960). Notes on the concept of commitment. American Journal of Sociology, 66(1), 32–40. https://doi.org/10.1086/222820
• Browne, M. W., & Cudeck, R. (1992). Alternative ways of assessing model fit. Sociological Methods & Research, 21(2), 230–258. https://doi.org/10.1177/0049124192021002005
• Cook, J., & Wall, T. (1980). New work attitude measures of trust, organizational commitment and personal need non-fulfilment. Journal of Occupational Psychology, 53(1), 39–52. https://doi.org/10.1111/j.2044-8325.1980.tb00005.x
• Cooper-Hakim, A., & Viswesvaran, C. (2005). The construct of work commitment: Testing an integrative framework. Psychological Bulletin, 131(2), 241–259. https://doi.org/10.1037/0033-2909.131.2.241
• Cronbach, L. J. (1951). Coefficient alpha and the internal structure of tests. Psychometrika, 16(3), 297–334. https://doi.org/10.1007/BF02310555
• Harkness, J. A. (2001). Questionnaire translation and questionnaire design for cross-cultural and cross-national research. In Cross-Cultural Survey Equivalence (ZUMA-Nachrichten Spezial 3, pp. 100–121). ZUMA.
• Hu, L. T., & Bentler, P. M. (1999). Cutoff criteria for fit indexes in covariance structure analysis: Conventional criteria versus new alternatives. Structural Equation Modeling: A Multidisciplinary Journal, 6(1), 1–55. https://doi.org/10.1080/10705519909540118
• Jutz, R., & Scholz, E. (2017). ISSP 2015 Work Orientations IV: Variable Report. GESIS – Leibniz Institute for the Social Sciences.
• Mathieu, J. E., & Zajac, D. M. (1990). A review and meta-analysis of the antecedents, correlates, and consequences of organizational commitment. Psychological Bulletin, 108(2), 171–194. https://doi.org/10.1037/0033-2909.108.2.171
• McDonald, R. P. (1999). Test theory: A unified treatment. Lawrence Erlbaum Associates Publishers.
• Meyer, J. P., & Allen, N. J. (1991). A three-component conceptualization of organizational commitment. Human Resource Management Review, 1(1), 61–89. https://doi.org/10.1016/1053-4822(91)90011-Z
• Meyer, J. P., Stanley, D. J., Herscovitch, L., & Topolnytsky, L. (2002). Affective, continuance, and normative commitment to the organization: A meta-analysis of antecedents, correlates, and consequences. Journal of Vocational Behavior, 61(1), 20–52. https://doi.org/10.1006/jvbe.2001.1842
• Mowday, R. T., Steers, R. M., & Porter, L. W. (1979). The measurement of organizational commitment. Journal of Vocational Behavior, 14(2), 224–247. https://doi.org/10.1016/0001-8791(79)90072-1
• Porter, L. W., Steers, R. M., Mowday, R. T., & Boulian, P. V. (1974). Organizational commitment, job satisfaction, and turnover among psychiatric technicians. Journal of Applied Psychology, 59(5), 603–609. https://doi.org/10.1037/h0037335
• Solinger, O. N., van Olffen, W., & Roe, R. A. (2008). Beyond the three-component model of organizational commitment. Journal of Applied Psychology, 93(1), 70–83. https://doi.org/10.1037/0021-9010.93.1.70

13. Questions et items du questionnaire