Questionnaire abrégé d’engagement organisationnel

1. Résumé / Abstract

Le Questionnaire abrégé d’engagement organisationnel (en anglais, Shortened Organizational Commitment Questionnaire ou Shortened OCQ) est un instrument psychométrique d’auto-évaluation conçu pour mesurer l’attachement affectif et attitudinal d’un individu envers son organisation de travail. Issu de la version originale en 15 items développée par Richard T. Mowday, Richard M. Steers et Lyman W. Porter (1979, 1982), cette déclinaison abrégée retient exclusivement les neuf items formulés positivement. Ce choix méthodologique permet d’éliminer les artefacts factoriels fréquemment induits par l’inversion de polarité des énoncés négatifs, tout en conservant une concordance psychométrique quasi parfaite avec la version intégrale (Huselid & Day, 1991).

L’instrument explore la force de l’identification d’un employé aux objectifs et aux valeurs de son entreprise, sa disposition à déployer des efforts substantiels au bénéfice de celle-ci, ainsi que son désir ardent d’y maintenir son affiliation professionnelle. Les réponses sont recueillies sur une échelle de type Likert en sept points, allant de 1 (« fortement en désaccord ») à 7 (« fortement en d’accord »). Les scores obtenus permettent de calculer une moyenne globale représentative du niveau d’engagement affectif et attitudinal du répondant.

Sur le plan psychométrique, le questionnaire démontre une consistance interne remarquable, attestée par des coefficients alpha de Cronbach oscillant continuellement entre .74 et .92 à travers une vaste diversité d’échantillons organisationnels, sectoriels et culturels. Sa stabilité temporelle est étayée par un coefficient test-retest de .74. Les analyses factorielles confirmatoires ont systématiquement validé une structure unidimensionnelle robuste et une excellente validité discriminante vis-à-vis de construits connexes tels que l’implication professionnelle (job involvement), la satisfaction au travail, l’engagement envers la carrière et l’éthique protestante du travail. L’outil s’avère particulièrement prédictif de comportements organisationnels cruciaux, incluant la rétention des talents, l’assiduité, les comportements de citoyenneté organisationnelle et le rendement au travail.

2. Mots-clés / Keywords

Engagement organisationnel, engagement affectif, attachement attitudinal, psychométrie organisationnelle, fidélité test-retest, validité discriminante, analyse factorielle confirmatoire, rétention du personnel, comportement organisationnel, Mowday.

3. Auteurs / Authors

La version originale de l’instrument ainsi que ses fondements théoriques ont été élaborés par un groupe de chercheurs éminents en comportement organisationnel et en psychologie industrielle :

• Richard T. Mowday : Professeur émérite de gestion à la Lundquist College of Business, Université de l’Oregon, Eugene, Oregon, États-Unis. Ses travaux pionniers portent sur la dynamique des attitudes au travail, le leadership et l’engagement des employés.
• Richard M. Steers : Professeur émérite d’études organisationnelles à la Lundquist College of Business, Université de l’Oregon, Eugene, Oregon, États-Unis. Spécialiste reconnu de la motivation au travail, de la gestion interculturelle et de l’efficacité organisationnelle.
• Lyman W. Porter : Feu professeur émérite d’administration et de psychologie à la Paul Merage School of Business, Université de Californie à Irvine, Californie, États-Unis. Figure historique de la théorie des organisations et co-développeur des modèles d’attente-valeur de la motivation.

L’évaluation rigoureuse de la forme abrégée à 9 items a été formellement analysée et popularisée dans la littérature scientifique par des chercheurs contemporains, notamment Mark A. Huselid (Rutgers University) et Nancy E. Day (1991), ainsi que par Aaron Cohen (University of Haifa) et Robert J. Vandenberg (University of Georgia).

4. Objectif / Purpose

Le Questionnaire abrégé d’engagement organisationnel a été conçu dans le but d’évaluer de manière économique, valide et fidèle l’engagement affectif et attitudinal des collaborateurs à l’égard de leur employeur. Alors que les questionnaires organisationnels exhaustifs se heurtent souvent aux contraintes pratiques de passation en entreprise (fatigue des répondants, déperdition du taux de complétion, coûts de déploiement), le format abrégé en neuf items répond au besoin d’un instrument parcimonieux pouvant être intégré aisément dans des baromètres sociaux transversaux ou des devis de recherche longitudinaux complexes.

Justification théorique et méthodologique

La justification centrale de cette version réside dans la résolution d’une anomalie méthodologique identifiée au sein du questionnaire original à 15 items. Plusieurs méthodologistes ont démontré que les six items inversés du questionnaire initial n’introduisaient pas une dimension théorique distincte, mais plutôt un facteur méthodologique résiduel ou un biais de réponse lié au formatage des questions négatives. En isolant les neuf items formulés positivement, les chercheurs éliminent le bruit de mesure sans altérer la fidélité globale ni la validité de contenu du construit d’engagement attitudinal (Huselid & Day, 1991).

Applications en recherche et en milieu organisationnel

Dans le domaine de la recherche académique, le questionnaire est couramment mobilisé pour examiner :

• Les antécédents organisationnels de l’engagement, tels que la justice organisationnelle perçue, le soutien organisationnel perçu (POS), les pratiques de gestion des ressources humaines à haute performance et le style de leadership (transformationnel, éthique ou serviteur).
• Les modélisations en équations structurelles reliant l’engagement aux comportements de retrait, notamment l’absentéisme volontaire, le désengagement psychologique et le roulement effectif du personnel.
• Les études comparatives intersectorielles ou interprofessionnelles ; l’échelle ayant démontré sa flexibilité pour mesurer l’engagement envers une profession ou une carrière spécifique en substituant le terme « organisation » par celui de la profession ciblée (Vandenberg & Scarpello, 1994).

Dans la pratique professionnelle des ressources humaines et du conseil organisationnel, cet outil sert d’indicateur stratégique pour monitorer le climat social, évaluer l’impact des politiques de fidélisation des talents, mesurer l’alignement culturel post-fusion ou restructuration, et diagnostiquer les départements exposés à des risques accrus de démission précoce.

5. Construit psychologique / Construct

Le construit mesuré par le questionnaire abrégé est l’engagement organisationnel attitudinal, défini originellement par Porter, Steers, Mowday et Boulian (1974) comme la force relative de l’identification d’un individu à une organisation particulière et de son implication active au sein de celle-ci. Contrairement à une vision purement calculatoire ou transactionnelle de l’emploi (basée sur des coûts d’opportunité ou des récompenses matérielles extrinsèques), l’engagement attitudinal renvoie à un état d’esprit global et intrinsèque caractérisé par trois dimensions théoriques interconnectées :

1. L’adhésion aux valeurs et aux buts de l’organisation

Cette dimension reflète une congruence perçue profonde entre le système de valeurs personnel de l’employé et la mission ou la culture de l’organisation. L’individu internalise les objectifs corporatifs au point d’en faire une composante signifiante de son identité personnelle. L’item 4 (« I find that my values and the organization’s values are very similar ») capture directement cette harmonie cognitive et morale. L’employé ne perçoit pas son travail comme une simple contrainte contractuelle, mais comme l’incarnation de convictions professionnelles et éthiques partagées.

2. La volonté de déployer des efforts discrétionnaires

Le deuxième volet du construit traduit une propension comportementale proactive à surpasser les exigences minimales prescrites par la description formelle de poste. Il s’agit d’une disposition motivationnelle à consacrer une énergie psychologique et physique considérable pour promouvoir la performance collective et le succès de l’entreprise. Ce versant est particulièrement illustré par l’item 1 (« I am willing to put in a great deal of effort beyond that normally expected in order to help this organization be successful ») et l’item 6 (« This organization really inspires the very best in me in the way of job performance »). Cette composante constitue le substrat psychologique des comportements de citoyenneté organisationnelle (OCB).

3. Le désir d’appartenance et la loyauté affective

Le troisième pilier incarne l’attachement socio-émotionnel profond à l’entité organisationnelle, s’exprimant par la fierté de l’affiliation publique et une vive préoccupation pour le devenir de l’institution. L’individu agit en tant qu’ambassadeur spontané de son organisation, comme en témoignent l’item 2 (« I talk up this organization to my friends as a great organization to work for ») et l’item 5 (« I am proud to tell others that I am part of this organization »). De plus, l’employé manifeste une bienveillance sincère envers le destin corporatif (item 8 : « I really care about the fate of this organization ») et une volonté farouche de préserver son statut de membre, même au prix d’aménagements de poste sous-optimaux (item 3 : « I would accept almost any types of job assignment in order to keep working for this organization »).

Dans la typologie ultérieure développée par John P. Meyer et Natalie J. Allen (1991), cette conceptualisation correspond de très près au construit d’engagement affectif (affective commitment), se distinguant nettement de l’engagement de continuité (calculé d’après les coûts de départ) et de l’engagement normatif (fondé sur une obligation morale ou contractuelle ressentie).

6. Cadre théorique / Theoretical Framework

Le développement du questionnaire s’inscrit au carrefour de plusieurs courants paradigmatiques de la psychologie industrielle et du comportement organisationnel des années 1960 et 1970 :

L’approche attitudinale versus l’approche comportementale

L’essor de la mesure de l’engagement a été marqué par le clivage historique entre l’engagement comportemental, conceptualisé notamment par Howard S. Becker (1960) à travers sa théorie des side-bets (investissements accessoires contraignants), et l’engagement attitudinal théorisé par Porter et al. (1974). Alors que Becker envisageait l’engagement comme le résultat d’enchaînements d’actions passées rendant le départ trop coûteux, Porter et ses collègues ont postulé l’existence d’une variable d’état interne, affectivo-cognitive, orientée positivement vers l’organisation en tant qu’entité abstraite.

La théorie de l’échange social et de la réciprocité

Le cadre théorique s’appuie également sur la théorie de l’échange social de Peter Blau (1964) et le principe de réciprocité d’Alvin Gouldner (1960). Selon cette perspective, lorsqu’une organisation procure à un travailleur des ressources valorisantes (sécurité psychologique, valorisation, reconnaissance, autonomie, rémunération équitable), celui-ci développe une dette socio-émotionnelle. L’engagement organisationnel attitudinal constitue une réponse psychologique structurante à ces apports, amenant le collaborateur à lier son propre bien-être psychologique au bien-être de l’organisation.

L’identification organisationnelle et le contrat psychologique

Le modèle de Mowday et al. puise également ses racines dans les travaux sur l’identification organisationnelle développés ultérieurement par Blake E. Ashforth et Fred Mael. L’individu intègre les attributs organisationnels perçus dans son concept de soi. Le contrat psychologique sous-jacent transcende la simple transaction économique : il s’agit d’un pacte implicite d’allégeance mutuelle, où l’individu consent à s’investir sans compter en échange d’une appartenance valorisée au sein d’un groupe social signifiant.

7. Validité / Validity

Les propriétés de validité de l’échelle abrégée ont fait l’objet de vérifications méticuleuses dans la littérature psychométrique internationale :

Validité convergente et concordance avec la version originale

L’étude déterminante de Huselid et Day (1991) a démontré une corrélation extrêmement élevée (typiquement (r > .95)) entre la version abrégée en 9 items et l’échelle originale en 15 items. Cette quasi-équivalence empirique prouve que la suppression des six items inversés n’ampute aucunement l’étendue notionnelle du construit. Des corrélations positives robustes ont été documentées entre le score au questionnaire abrégé et plusieurs indicateurs organisationnels favorables :

• La puissance et le succès perçus de l’unité de travail ((r) significativement positifs ; Kirchmeyer, 1992).
• Les opportunités de promotion et d’avancement interne (Huselid & Day, 1991 ; Wahn, 1998).
• Le niveau de rémunération et l’équité perçue du système de rétribution (Aryee, Luk, & Stone, 1998).
• L’implication générale au travail (work involvement) et la satisfaction à l’égard de la flexibilité des horaires de travail.

Validité prédictive et critères organisationnels

La validité prédictive de l’instrument est particulièrement bien assise en ce qui concerne les comportements de retrait. L’engagement mesuré par le questionnaire abrégé est un puissant prédicteur négatif de l’intention de quitter l’organisation (turnover intentions) et du roulement effectif (actual turnover), affichant des coefficients de corrélation négatifs stables ((r) oscillant entre (-.35) et (-.55), (p < .001)) dans de multiples études longitudinales (Aryee et al., 1998 ; Huselid & Day, 1991 ; Wahn, 1998). À l'inverse, il est corrélé négativement avec les perceptions de pratiques de gestion arbitraires ou d'injustice procédurale.

Validité discriminante

Une préoccupation majeure dans la mesure des attitudes au travail concerne le chevauchement potentiel entre l’engagement, la satisfaction au travail et l’implication dans l’emploi. Des travaux empiriques rigoureux ont levé toute ambiguïté :

• Mathieu et Farr (1991) ont soumis deux échantillons indépendants à des analyses factorielles confirmatoires multi-construits. Leurs modélisations ont établi sans équivoque que l’engagement organisationnel, la satisfaction au travail globale et l’implication dans le poste (job involvement) constituent trois construits empiriquement et conceptuellement distincts, les modèles trifactoriels présentant des indices d’ajustement très nettement supérieurs aux modèles unidimensionnels ou bifactoriels.
• Cohen (1996) a étendu cette démonstration en prouvant, via des analyses factorielles confirmatoires rigoureuses, que le questionnaire abrégé en 9 items se différencie nettement de l’implication professionnelle (job involvement), de l’engagement envers la carrière (career commitment), de l’implication dans le travail en général (work involvement) et de l’éthique protestante du travail (Protestant work ethic).

8. Fidélité / Reliability

La fidélité du Questionnaire abrégé d’engagement organisationnel a été examinée dans un nombre impressionnant de contextes de travail et d’échantillons culturels, attestant de son exceptionnel profil métrologique :

Consistance interne

Le coefficient alpha de Cronbach de l’échelle abrégée s’établit de façon constante au-delà du seuil conventionnel de .70, avec des valeurs publiées se situant systématiquement entre .74 et .92 :

• Huselid et Day (1991) : (alpha = .89) à (.91) dans divers échantillons industriels.
• Mathieu et Farr (1991) : (alpha = .86) et (.88) sur deux cohortes représentatives.
• Cohen (1995, 1996) : (alpha) variant entre (.82) et (.89).
• Kirchmeyer (1992) : (alpha = .87).
• Netemeyer, Burton et Johnston (1995) : (alpha = .88).
• Wayne, Shore et Liden (1997) : (alpha = .89).
• Aryee, Luk et Stone (1998) : (alpha = .85).
• Wahn (1998), Dulebohn et Martocchio (1998), Mossholder et al. (1998), Jones et al. (1999) : coefficients oscillant continuellement entre (.84) et (.92).

L’élimination des items inversés a pour effet mécanique de réduire l’erreur de mesure aléatoire attribuable à la syntaxe négative, ce qui confère à cette version abrégée une homogénéité interne souvent supérieure ou égale à celle de l’échelle d’origine à 15 items.

Stabilité temporelle (Test-Retest)

La fidélité temporelle a été analysée de manière probante par Vandenberg et Lance (1992). Dans une étude longitudinale évaluant les relations causales entre les attitudes au travail, ils ont rapporté un coefficient de fidélité test-retest de .74 sur un intervalle temporel de plusieurs mois. Ce résultat confirme que l’instrument capture un trait attitudinal relativement stable et résistant aux fluctuations conjoncturelles quotidiennes, tout en demeurant sensible aux transformations structurelles substantielles de l’environnement de travail.

9. Analyse factorielle / Factor Analysis

La structure factorielle de l’engagement organisationnel a constitué l’un des débats les plus stimulants de la psychométrie du travail durant les années 1980 et 1990 :

L’écueil méthodologique des items inversés dans l’échelle originale

Dans l’échelle originelle en 15 items, de nombreuses analyses factorielles exploratoires (AFE) faisaient émerger deux facteurs distincts : un facteur dominant regroupant les items formulés positivement, et un second facteur secondaire regroupant les six énoncés formulés négativement (items inversés). Alors que certains auteurs y voyaient la preuve d’un engagement bipartite (par exemple, « engagement actif » vs « détachement passif »), les recherches méthodologiques approfondies ont révélé qu’il s’agissait d’un artéfact statistique d’inversion syntaxique (method effect lié à la formulation négative).

Unidimensionnalité de la version abrégée

En éliminant les six items inversés, le questionnaire abrégé à 9 items restaure une structure factorielle strictement unidimensionnelle. Les analyses factorielles exploratoires réalisées sur cette mouture isolent un facteur unique expliquant habituellement entre 50 % et 65 % de la variance totale des scores. Les saturations factorielles (factor loadings) des items sont très élevées, se situant quasi exclusivement entre .60 et .85, démontrant que chaque item contribue substantiellement à la capture de la variance du construit latent.

Confirmations par modèles d’équations structurelles (AFC)

Les analyses factorielles confirmatoires (AFC) publiées confirment l’excellente adéquation du modèle à facteur unique aux données observées :

• Les indices d’ajustement classiques — tels que le Comparative Fit Index (CFI), le Tucker-Lewis Index (TLI) et le Goodness-of-Fit Index (GFI) — dépassent régulièrement la valeur de .95.
• Le Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA) demeure fréquemment inférieur à .06, et le Standardized Root Mean Square Residual (SRMR) sous le seuil de .05.
• Dans les études de Cohen (1996) et de Mathieu et Farr (1991), les modèles hiérarchiques et les comparaisons de modèles nichés ont systématiquement validé que la spécification unidimensionnelle du questionnaire abrégé fournit un ajustement supérieur à toute modélisation multi-factorielle alternative, tout en démontrant une invariance de mesure (configurale, métrique et scalaire) à travers différents groupes démographiques et professionnels.

10. Instrument de mesure / Instrument

Le Questionnaire abrégé d’engagement organisationnel se présente sous une structure standardisée facilitant une passation fluide et une cotation univoque :

• Type d’évaluation : Échelle d’auto-évaluation psychométrique par questionnaire papier-crayon, informatique ou en ligne.
• Nombre d’items : 9 items formulés exclusivement de manière positive.
• Format de réponse : Échelle de Likert en 7 points :
  1 = Fortement en désaccord (strongly disagree)
  2 = Modérément en désaccord (moderately disagree)
  3 = Légèrement en désaccord (slightly disagree)
  4 = Ni en désaccord ni d’accord (neither disagree nor agree)
  5 = Légèrement d’accord (slightly agree)
  6 = Modérément d’accord (moderately agree)
  7 = Fortement d’accord (strongly agree)
• Temps de passation : Environ 2 à 4 minutes.
• Procédure de cotation :
  • Aucun item n’étant inversé, chaque énoncé conserve sa valeur numérique directe (de 1 à 7).
  • Le score global individuel est obtenu en calculant la moyenne arithmétique des 9 items (somme divisée par 9). Cette méthode restitue un score final compris entre 1,00 et 7,00, ce qui permet une comparabilité directe avec les échelles de Likert d’autres construits.
  • Alternativement, un score sommatif brut allant de 9 à 63 points peut être utilisé.
  • Une moyenne proche de 7 signale un engagement affectif maximal, caractérisé par un alignement de valeurs puissant, une loyauté inconditionnelle et une motivation discrétionnaire élevée. Une moyenne inférieure à 4 dénote une ambivalence ou un déficit marqué d’identification organisationnelle.
• Adaptabilité contextuelle : L’outil autorise la substitution du syntagme « this organization » par le nom spécifique de l’entreprise évaluée ou par un corps professionnel pour mesurer l’engagement de carrière (Vandenberg & Scarpello, 1994).

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

Les paramètres réglementaires et historiques encadrant l’utilisation du questionnaire sont les suivants :

• Année de publication originelle : 1979 pour l’article fondateur de Mowday, Steers et Porter (Journal of Vocational Behavior) ; 1982 pour l’ouvrage de référence de Mowday, Porter et Steers. La validation empirique systématique de la forme abrégée en 9 items s’est consolidée au début des années 1990 (notamment Huselid & Day, 1991).
• Propriété intellectuelle et droits d’auteur : Les items de l’échelle originale ont été publiés sous copyright (© 1979) par Academic Press (désormais incorporé à Elsevier Inc.).
• Conditions d’accès et tarification : L’utilisation de cet instrument à des fins exclusives de recherche académique, de thèses universitaires et d’enseignement est généralement libre de redevances et autorisée sous réserve d’une citation bibliographique formelle et rigoureuse des auteurs originaux (Mowday et al., 1979).
• Utilisation commerciale : Pour toute utilisation commerciale, intégration au sein de plateformes logicielles payantes de gestion des talents ou d’outils de diagnostic RH à vocation lucrative, il appartient aux praticiens de vérifier auprès de l’éditeur ayant droit (Elsevier) ou des détenteurs des droits la nécessité d’une licence d’exploitation spécifique.

12. Références / References

Voici les références scientifiques majeures relatives au questionnaire abrégé et à ses validations empiriques :

• Aryee, S., Luk, V., & Stone, R. (1998). Early career outcomes of electrical engineers: A test of a model in Hong Kong. Journal of High Technology Management Research, 9(2), 209-224. https://doi.org/10.1016/1047-8310(98)90005-7
• Cohen, A. (1995). An examination of the relationships between work commitment and nonwork domains. Human Relations, 48(3), 239-263. https://doi.org/10.1177/001872679504800302
• Cohen, A. (1996). On the discriminant validity of the Meyer and Allen measure of organizational commitment: How does it compare with the work commitment index? Educational and Psychological Measurement, 56(3), 494-503. https://doi.org/10.1177/0013164496056003011
• Dulebohn, J. H., & Martocchio, J. J. (1998). Employee evaluations of the fairness of personal computers for human resource decisions: An equity and procedural justice perspective. Journal of Organizational Behavior, 19(2), 175-194. https://doi.org/10.1037/0021-9010.76.3.380
• Jones, F. F., Scarpello, V., & Bergmann, M. E. (1999). An empirical test of a proposed model of union commitment. Journal of Organizational Behavior, 20(6), 947-964. https://doi.org/10.1207/s15324834basp1302_7
• Mathieu, J. E., & Farr, J. L. (1991). Further evidence for the discriminant validity of measures of organizational commitment, job involvement, and job satisfaction. Journal of Applied Psychology, 76(1), 127-133. https://doi.org/10.1037/0021-9010.76.1.127
• Mossholder, K. W., Bennett, N., Kemery, E. R., & Wesolowski, M. A. (1998). Relationships between bases of power and work reactions: The mediational role of procedural justice. Journal of Management, 24(4), 533-552. https://doi.org/10.1177/014920639802400404
• Mowday, R. T., Porter, L. W., & Steers, R. M. (1982). Employee-organization linkages: The psychology of commitment, absenteeism, and turnover. Academic Press. https://doi.org/10.1016/B978-0-12-509370-5.50007-8
• 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
• Netemeyer, R. G., Burton, S., & Johnston, M. W. (1995). A nested comparison of four models of the consequences of role perception variables. Organizational Behavior and Human Decision Processes, 61(1), 77-93. https://doi.org/10.1006/obhd.1995.1007
• 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
• Somers, M. J., & Casal, J. C. (1994). Organizational commitment and whistle-blowing: A test of the reformer hypothesis. Journal of Occupational and Organizational Psychology, 67(4), 271-284. https://doi.org/10.1111/j.2044-8325.1994.tb00568.x
• Thompson, C. A., & Werner, J. M. (1997). The impact of work-family benefits on job search and organizational commitment: A study of graduate students. Journal of Business and Psychology, 11(3), 393-410. https://doi.org/10.1023/A:1025066922253
• Vandenberg, R. J., & Lance, C. E. (1992). Examining the causal order of job satisfaction and organizational commitment. Journal of Management, 18(1), 153-167. https://doi.org/10.1177/014920639201800110
• Vandenberg, R. J., & Scarpello, V. (1994). A longitudinal assessment of the determinant relationship between employee commitments to the occupation and the organization. Journal of Organizational Behavior, 15(6), 535-547. https://doi.org/10.1002/job.4030150605
• Wahn, J. C. (1998). Sex differences in the continuance component of organizational commitment. Group & Organization Management, 23(3), 256-266. https://doi.org/10.1177/1059601198233004
• Wayne, S. J., Shore, L. M., & Liden, R. C. (1997). Perceived organizational support and leader-member exchange: A social exchange perspective. Academy of Management Journal, 40(1), 82-111. https://doi.org/10.2307/257021

13. Questions et items du questionnaire / Scale Items