Stimuli environnementaux, satisfaction et intentions comportementales dans le contexte du golf alternatif – Questionnaire du modèle

1. Résumé / Abstract

Le Questionnaire du modèle des stimuli environnementaux, de la satisfaction et des intentions comportementales dans le contexte du golf alternatif (Environmental Stimuli, Satisfaction, and Behavioral Intentions in the Alternative Golf Context Model) a été développé et validé empiriquement par Jeeyeon Jeannie Hahm, David J. Kwun et Juhee Kang en 2023. Cet outil psychométrique novateur a été conçu pour opérationnaliser et tester une extension du modèle classique Mehrabian-Russell (M-R), fondé sur le paradigme Stimulus-Organisme-Réponse (S-O-R), au sein des installations récréatives contemporaines qualifiées d’« entertainment golf » ou golf alternatif (telles que Topgolf ou Drive Shack).

L’instrument se compose de 19 items évaluant six construits latents interdépendants. Les stimuli environnementaux (S) sont appréhendés à travers trois dimensions clés du servicescape récréatif : la qualité de l’environnement physique (3 items), la qualité de l’offre de restauration (Food & Beverage, 3 items) et la qualité du service dispensé par le personnel (3 items). L’état interne de l’organisme (O) est opérationnalisé par la satisfaction globale du consommateur (4 items). Enfin, les réponses comportementales (R) intègrent à la fois l’implication dans l’activité (3 items) et les intentions comportementales de revisite et de recommandation bouche-à-oreille (3 items). Tous les items sont administrés électroniquement au moyen d’une échelle de Likert en 7 points (allant de 1 = « Fortement en désaccord » à 7 = « Fortement d’accord »).

Les évaluations psychométriques menées auprès d’un échantillon d’adultes fréquentant des installations de golf alternatif aux États-Unis démontrent des propriétés de mesure robustes. L’analyse factorielle confirmatoire (AFC) atteste d’un ajustement remarquable du modèle aux données (χ² = 362,366, df = 137, χ²/df = 2,645, p < 0,001 ; CFI = 0,964 ; TLI = 0,955 ; NFI = 0,944 ; RMSEA = 0,058). La validité convergente est confirmée par des saturations factorielles standardisées significatives et élevées (comprises entre 0,655 et 0,896) et des variances moyennes extraites (AVE) supérieures au seuil de 0,50 (de 0,615 à 0,691). La validité discriminante est entièrement corroborée selon le critère de Fornell et Larcker. La cohérence interne est démontrée par des coefficients alpha de Cronbach (α = 0,827 à 0,890) et des indices de fiabilité composite (CR = 0,818 à 0,891) dépassant largement les critères conventionnels d’admissibilité.

2. Mots-clés / Keywords

Golf alternatif, Stimuli environnementaux, Servicescape, Modèle Mehrabian-Russell, Satisfaction du consommateur, Intentions comportementales, Implication récréative, Qualité de service, Restauration événementielle, Psychométrie du consommateur, Modélisation par équations structurelles.

3. Auteurs / Authors

L’instrument a été conçu, développé et validé par une équipe de chercheurs de l’Université de Floride Centrale (University of Central Florida, UCF), rattachés au Rosen College of Hospitality Management (Orlando, Floride, États-Unis) :

• Jeeyeon Jeannie Hahm, Ph.D. : Département de Tourisme, Événements et Attractions (Department of Tourism, Events, and Attractions), Rosen College of Hospitality Management, University of Central Florida. Identifiant ORCID : 0000-0003-0470-5342. Adresse de correspondance : 9907 Universal Blvd., Orlando, FL 32819, États-Unis. Courriel : [email protected].
• David J. Kwun, Ph.D. : Département des Services Hôteliers (Department of Hospitality Services), Rosen College of Hospitality Management, University of Central Florida. Courriel : [email protected].
• Juhee Kang, Ph.D. : Département des Services Hôteliers (Department of Hospitality Services), Rosen College of Hospitality Management, University of Central Florida. Courriel : [email protected].

4. Objectif / Purpose

Contexte d’émergence et justification sociologique

L’industrie des loisirs et du sport a connu une mutation structurelle profonde au cours de la dernière décennie, caractérisée par l’émergence d’environnements hybrides fusionnant la pratique sportive, la gastronomie, la socialisation festive et les technologies de gamification. Le concept de « golf alternatif » (représenté par des complexes multiservices tels que Topgolf, Big Shots Golf ou Drive Shack) illustre parfaitement cette transition vers le « sportainment » ou l’« eatertainment ». Contrairement aux parcours de golf traditionnels de 18 trous, souvent perçus comme chronophages, élitistes, rigides en termes de code vestimentaire et techniquement intimidants pour les néophytes, les installations de golf alternatif déploient une atmosphère décontractée, ludique et hautement stimulante.

Dans ce contexte expérientiel complexe, les gestionnaires et les chercheurs ont été confrontés à un vide méthodologique : les instruments psychométriques conventionnels conçus pour le golf classique (centrés sur la performance sportive, la difficulté des parcours ou le prestige du club) ou pour la restauration pure (évaluant uniquement les caractéristiques organoleptiques des mets) s’avèrent inaptes à capturer la synergie holistique propre à ces nouveaux espaces récréatifs. L’objectif fondamental du modèle développé par Hahm, Kwun et Kang (2023) est de combler cette lacune en fournissant un outil psychométrique standardisé capable d’évaluer comment les composantes multidimensionnelles de l’ambiance influencent les mécanismes psychologiques internes des usagers et dictent leurs conduites de consommation futures.

Applications en recherche fondamentale et appliquée

Sur le plan académique, le questionnaire offre une plateforme standardisée pour investiguer les dynamiques causales entre les variables d’ambiance physique, humaine et culinaire et les construits psychologiques de haut niveau que sont la satisfaction et l’engagement. Il permet notamment d’examiner le rôle modérateur de variables individuelles telles que le niveau d’expertise golfique (joueur débutant versus joueur confirmé) et les motivations récréatives sous-jacentes (recherche de socialisation, décompression hédonique versus entraînement sportif compétitif).

Sur le plan managérial et stratégique, cet inventaire constitue un tableau de bord diagnostique d’une grande précision. Les exploitants d’installations de loisirs sportifs peuvent l’employer pour :

• Auditer périodiquement la perception de la qualité des infrastructures technologiques et physiques ;
• Mesurer l’impact des investissements réalisés dans la carte de restauration et de bar sur la satisfaction globale ;
• Évaluer l’efficacité relationnelle et opérationnelle du personnel de service dans un environnement à forte intensité d’interactions ;
• Anticiper les taux de ré-achalandage, de rétention client et la force du bouche-à-oreille positif (Word-of-Mouth).

5. Construit psychologique / Construct

Le modèle repose sur une conceptualisation fine et articulée de six construits latents répartis selon la triade stimulus-organisme-réponse :

1. Qualité de l’environnement physique (Physical Environment Quality)

Ce construit renvoie à la dimension matérielle et esthétique de l’espace de jeu. Dans le golf alternatif, les aires de frappe (baies climatisées équipées d’écrans de suivi de balle et de cibles lumineuses interactives sur le terrain synthétique) constituent le cœur expérientiel. La sous-échelle mesure l’agencement spatial, la qualité de conception architecturale (ergonomie des postes de frappe, disposition des cibles), l’état d’entretien et de maintenance des surfaces de jeu, ainsi que la dimension panoramique et visuelle du complexe. Un score élevé reflète la perception d’un cadre propre, moderne, sécurisé et visuellement séduisant.

2. Qualité de la restauration (Food and Beverage Quality)

Élément central de la proposition de valeur de l’« eatertainment », la restauration ne constitue pas un service périphérique mais un pilier fondamental de l’immersion hédonique. Ce construit évalue la qualité gustative globale perçue des mets et boissons servis directement aux baies de jeu, la variété et l’exhaustivité du menu proposé (options de partage, cocktails signatures, alternatives diététiques), ainsi que le soin apporté au stylisme et au dressage visuel des assiettes et des consommations.

3. Qualité du service (Service Quality)

Ancrée dans la tradition de l’évaluation des services (SERVQUAL), cette dimension capture la performance relationnelle et opérationnelle du personnel de contact (serveurs, maîtres de jeu, techniciens d’accueil). Elle examine l’empathie et la proactivité des employés (volonté constante de venir en aide au client), leur fiabilité professionnelle (exactitude des commandes, compétence technique) et leur célérité temporelle (respect des délais annoncés lors des commandes de boissons et d’équipements).

4. Satisfaction globale (Customer Satisfaction)

Opérationnalisée comme un état d’évaluation cognitive et affective post-consommation, la satisfaction représente le baromètre émotionnel de l’expérience client. La dimension mesure le caractère globalement positif, agréable, favorable et épanouissant de la dernière visite vécue au sein de l’établissement. Elle transcende la simple conformité aux attentes pour sonder un contentement psychologique global et durable.

5. Implication dans l’activité (Activity Involvement)

Dérivé des théories de la psychologie des loisirs, ce construit appréhende le niveau d’engagement psychologique, temporel et participatif du consommateur vis-à-vis des animations orchestrées par le complexe. L’implication se traduit par la volonté de prendre part aux événements organisés (tournois amicaux, soirées à thème, réceptions caritatives), la propension à consacrer un temps significatif à ces pratiques, et le désir d’interagir activement en fournissant des retours d’expérience et des suggestions constructives.

6. Intentions comportementales (Behavioral Intentions)

Représentant l’aboutissement conatif du modèle, ce construit opérationnalise la fidélité future du client. Il englobe deux axes majeurs du comportement post-consommation : d’une part, la fidélité incitative manifestée par la volonté explicite de recommander chaudement l’établissement à son réseau social (proches, collègues), et d’autre part, la fidélité conative directe mesurée par la perception de rentabilité psychologique d’une revisite (« cela en vaut la peine ») et la décision arrêtée de fréquenter à nouveau le lieu à court ou moyen terme.

6. Cadre théorique / Theoretical Framework

Le paradigme S-O-R et le modèle Mehrabian-Russell

Le socle théorique central de l’instrument réside dans le paradigme environnemental Stimulus-Organisme-Réponse (S-O-R) initié originellement par Albert Mehrabian et James A. Russell en 1974. Dans sa formulation fondatrice issue de la psychologie environnementale, ce modèle postule que les stimuli environnementaux physiques et sociaux (S) affectent les états émotionnels internes des individus (O, classiquement conceptualisés autour du triptyque Plaisir-Arousal-Dominance ou PAD), qui à leur tour conditionnent des comportements d’approche ou d’évitement (R).

Hahm, Kwun et Kang (2023) prolongent cette conceptualisation en l’adaptant aux réalités contemporaines du management de l’accueil récréatif. Dans leur cadre étendu, les Stimuli sont décomposés selon les composantes objectives et subjectives de l’environnement de service, s’inspirant directement de la théorie du Servicescape formalisée par Mary Jo Bitner (1992). Bitner a démontré que l’agencement spatial, les conditions ambiantes et les interactions humaines forment une gestalt perceptive déterminante dans les lieux d’accueil marchands. Les auteurs enrichissent ce cadre en isolant la qualité de la restauration comme un stimulus environnemental autonome de premier ordre, compte tenu du modèle économique de l’« eatertainment » où plus de 40 % des revenus des complexes de golf alternatif proviennent des consommations alimentaires.

L’état interne (Organisme) et les réponses conatives

Tandis que le modèle M-R originel privilégie des réponses émotionnelles primaires souvent difficiles à discriminer en situation d’enquête rétrospective, le modèle étendu de Hahm et ses collègues substitue à ces dimensions émotionnelles fugaces le construit synthétique de la satisfaction du consommateur. La satisfaction intègre tant le jugement cognitif d’adéquation entre attentes et performance perçue (théorie de la désconfirmation des attentes de Richard L. Oliver) que l’affect positif global généré au cours de l’expérience.

En aval, les Réponses comportementales ne se limitent pas à une dichotomie sommaire approche/évitement. Les auteurs scindent ces réactions en deux branches complémentaires : un engagement participatif actif (l’implication dans l’activité, empruntant aux théories de l’engagement dans les loisirs de Kyle et Chick) et des prédispositions comportementales économiques pérennes (intentions de revisite et recommandation, théorisées par Zeithaml, Berry et Parasuraman).

Variables modératrices : motivations et compétences

Le cadre théorique intègre également des modérateurs d’ordre dispositionnel et cognitif :

• La motivation récréative : Selon la théorie de l’autodétermination de Deci et Ryan, les individus motivés par des gratifications intrinsèques (socialisation, amusement hédonique) ne traitent pas les stimuli environnementaux de la même manière que ceux poursuivant des objectifs extrinsèques ou compétitifs ;
• Le niveau de compétence technique (Skill Level) : Les golfeurs chevronnés accordent une importance accrue à l’exactitude balistique des simulateurs et à la texture des tapis de frappe, tandis que les néophytes valorisent préférentiellement l’ambiance sonore, le confort des assises et la qualité des cocktails.

7. Validité / Validity

Le protocole de validation psychométrique déployé par Hahm, Kwun et Kang (2023) a rigoureusement suivi les standards contemporains de la modélisation par équations structurelles (SEM) et les préconisations méthodologiques de l’APA et de Hair, Black, Babin et Anderson.

Validité de contenu et validité faciale

Les 19 items initiaux ont été dérivés d’une revue systématique de la littérature scientifique en gestion hôtelière et marketing du sport. Les formulations ont été adaptées pour cibler précisément la marque ou le complexe visité (noté XXX dans le questionnaire). Un panel d’experts académiques et de professionnels de l’industrie récréative a préalablement évalué la clarté sémantique, la pertinence contextuelle et l’exhaustivité de l’inventaire avant son administration à grande échelle.

Validité convergente

La validité convergente a été examinée à travers deux indicateurs métriques principaux issus de l’analyse factorielle confirmatoire (AFC) :

• Les saturations factorielles standardisées (λ) : Tous les coefficients de régression reliant chaque item à son construit latent respectif se sont avérés statistiquement significatifs au seuil de p < 0,001. Les valeurs oscillent entre 0,655 et 0,896, dépassant largement le plancher conventionnel de 0,50 recommandé, avec une immense majorité d’items dépassant le seuil d’excellence de 0,70.
• La variance moyenne extraite (AVE – Average Variance Extracted) : L’ensemble des construits latents présente un indice AVE nettement supérieur au seuil de recommandation critique de 0,50 établi par Fornell et Larcker. Les valeurs observées s’échelonnent de 0,615 à 0,691, attestant que plus de 60 % de la variance des indicateurs est capturée par le construit latent sous-jacent plutôt que par l’erreur de mesure aléatoire.

Validité discriminante

La validité discriminante a été scrupuleusement vérifiée au moyen du critère de Fornell-Larcker. Cette méthode impose que la variance moyenne extraite (AVE) de chaque construit latent soit strictement supérieure au carré des corrélations entre ce construit et n’importe quel autre construit du modèle structurel (squared inter-construct correlations). L’analyse matricielle a révélé que pour chaque paire de variables latentes sans exception, le coefficient de corrélation au carré était inférieur aux valeurs respectives d’AVE, confirmant sans ambiguïté l’indépendance statistique et conceptuelle des six dimensions du questionnaire.

8. Fidélité / Reliability

L’évaluation de la fiabilité du questionnaire a reposé sur une double vérification empirique de l’homogénéité des items et de la reproductibilité structurelle des scores factoriels.

Cohérence interne (Alpha de Cronbach)

L’homogénéité interne a été quantifiée pour chaque sous-échelle via le coefficient classique α de Cronbach. Les résultats empiriques attestent d’une fiabilité remarquable, l’ensemble des coefficients se situant dans une fourchette allant de 0,827 à 0,890 :

• Qualité de l’environnement physique : α ≥ 0,83 ;
• Qualité de la restauration : α ≥ 0,84 ;
• Qualité du service : α ≥ 0,86 ;
• Satisfaction globale : α ≥ 0,89 ;
• Implication dans l’activité : α ≥ 0,83 ;
• Intentions comportementales : α ≥ 0,88.

Ces coefficients surpassent tous le seuil d’acceptabilité conventionnel de 0,70 préconisé par Nunnally et Bernstein pour la recherche fondamentale et se situent dans la zone optimale attestant de l’absence de redondance excessive entre les énoncés.

Fiabilité composite (Composite Reliability)

Afin de pallier les limitations documentées de l’alpha de Cronbach (qui postule une équivalence tau stricte des indicateurs), la fiabilité composite (CR) a été systématiquement calculée dans le cadre de l’AFC. Les indices de CR obtenus s’échelonnent de 0,818 à 0,891. Toutes ces valeurs excèdent nettement la limite d’admissibilité de 0,70 recommandée par Bagozzi et Yi (1988), apportant une preuve statistique irréfutable de la consistance interne et de la précision métrique de l’instrument.

9. Analyse factorielle / Factor Analysis

Protocole d’Analyse Factorielle Confirmatoire (AFC)

Pour éprouver la dimensionalité théorique de l’outil, une analyse factorielle confirmatoire a été réalisée en employant la méthode d’estimation du maximum de vraisemblance (Maximum Likelihood) sur la matrice de covariance des données recueillies auprès des usagers de centres de golf alternatif aux États-Unis. Le modèle de mesure spécifiait explicitement six facteurs latents corrélés, regroupant les 19 indicateurs observés sans corrélation d’erreur admise a priori.

Indices d’ajustement global du modèle

Les indicateurs d’adéquation globale (Goodness-of-Fit) ont démontré une convergence exceptionnelle entre la structure théorique postulée et les données empiriques observées, satisfaisant aux standards les plus stricts de Hu et Bentler (1999) :

• Chi-deux du modèle (χ²) : 362,366 pour 137 degrés de liberté (df) ;
• Chi-deux normé (χ²/df) : 2,645 (p < 0,001), ce ratio étant idéalement positionné en deçà du seuil conservateur de 3,00, témoignant d’un faible résidu structurel ;
• Comparative Fit Index (CFI) : 0,964 (seuil recommandé > 0,95) ;
• Tucker-Lewis Index (TLI) : 0,955 (seuil recommandé > 0,95) ;
• Normed Fit Index (NFI) : 0,944 (seuil recommandé > 0,90) ;
• Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA) : 0,058 (seuil d’excellent ajustement < 0,06, intervalle de confiance satisfaisant).

Structure factorielle et poids de mesure

Chacun des 19 items s’est révélé être un réflecteur hautement significatif de son construit assigné, avec des saturations factorielles standardisées oscillant entre 0,655 et 0,896 :

• Le facteur Environnement physique capture fidèlement l’esthétique paysagère, l’entretien rigoureux et la modernité conceptuelle des aires de jeu ;
• Le facteur Restauration absorbe l’attractivité visuelle, la diversité de la carte et la perception gustative ;
• Le facteur Qualité du service reflète la ponctualité, la serviabilité et la fiabilité des employés ;
• Le facteur Satisfaction intègre les dimensions appréciatives et affectives de l’évaluation globale ;
• Le facteur Implication structure les prédispositions à la participation sociale et au retour d’expérience ;
• Le facteur Intentions comportementales regroupe de manière très cohérente la rentabilité perçue de la revisite, l’intention ferme de retour et la propension à la recommandation active.

10. Instrument de mesure / Instrument

• Type d’évaluation : Questionnaire d’auto-évaluation / Inventaire de mesure psychométrique des perceptions et attitudes du consommateur.
• Format d’administration : Administration numérique informatisée (questionnaire en ligne auto-administré sur terminal mobile, tablette sur site ou ordinateur).
• Nombre d’items : 19 énoncés répartis en six sous-échelles distinctes.
• Échelle de réponse : Échelle de Likert à 7 points ordonnés, standardisée de la manière suivante :
  • 1 = Fortement en désaccord (Strongly disagree)
  • 2 = En désaccord (Disagree)
  • 3 = Plutôt en désaccord (Somewhat disagree)
  • 4 = Neutre / Ni en désaccord ni d’accord (Neutral)
  • 5 = Plutôt d’accord (Somewhat agree)
  • 6 = D’accord (Agree)
  • 7 = Fortement d’accord (Strongly agree)
• Population cible : Adultes âgés de 18 ans et plus ayant fréquenté au moins une fois un complexe récréatif de golf alternatif au cours des douze derniers mois.
• Règles de cotation et de calcul des scores :
  • Tous les items sont rédigés selon une polarité positive directe ; il n’y a aucun item inversé (reverse-scored item).
  • Le score moyen de chaque sous-échelle est obtenu en calculant la moyenne arithmétique simple des items correspondants (somme des items divisée par le nombre d’items de la dimension).
  • Les scores peuvent également être insérés comme variables manifestes dans des modèles d’équations structurelles basés sur la covariance (CB-SEM) ou sur les moindres carrés partiels (PLS-SEM).
• Contextualisation du libellé : L’acronyme « XXX » présent dans les énoncés originaux est conçu pour être substitué systématiquement par le nom commercial de l’enseigne évaluée (par exemple « Topgolf », « Drive Shack », ou toute autre installation récréative similaire).

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

L’instrument a été officiellement publié et validé en 2023 dans une revue scientifique internationale à comité de lecture de rang A* (International Journal of Hospitality Management). Les conditions d’accès et d’utilisation se définissent comme suit :

• Tarification : L’utilisation du questionnaire est entièrement gratuite. Il ne s’agit pas d’un produit commercial fermé sous copyright payant de type éditeur de tests psychologiques standardisés.
• Permissions d’utilisation : L’instrument est accessible librement aux chercheurs universitaires, étudiants de troisième cycle, enseignants et praticiens de l’hôtellerie et du management du sport pour des travaux de recherche académique ou des enseignements à but non lucratif. La reproduction ou l’adaptation dans le cadre de recherches scientifiques est autorisée sous réserve expresse de citer de manière appropriée l’article original des auteurs selon les normes bibliographiques internationales (APA 7e édition).
• Utilisations commerciales : Toute intégration de l’outil au sein de plateformes d’audit commercial payantes ou d’outils logiciels propriétaires requiert une demande préalable d’autorisation auprès des auteurs et de l’éditeur scientifique détenteur des droits de diffusion de la publication princeps (Elsevier Ltd.).

12. Références / References

Les sources académiques de référence encadrant le développement et la validation de cette échelle incluent :

• Bagozzi, R. P., & Yi, Y. (1988). On the evaluation of structural equation models. Journal of the Academy of Marketing Science, 16(1), 74–94. https://doi.org/10.1007/BF02723327
• Bitner, M. J. (1992). Servicescapes: The impact of physical surroundings on customers and employees. Journal of Marketing, 56(2), 57–71. https://doi.org/10.1177/002224299205600205
• Fornell, C., & Larcker, D. F. (1981). Evaluating structural equation models with unobservable variables and measurement error. Journal of Marketing Research, 18(1), 39–50. https://doi.org/10.1177/002224378101800104
• Hahm, J. J., Kwun, D. J., & Kang, J. (2023). Analysis of environmental stimuli, satisfaction, and behavioral responses: An extended Mehrabian-Russell model to alternative golf. International Journal of Hospitality Management, 109, Article 103407, 1–10. https://doi.org/10.1016/j.ijhm.2022.103407
• 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
• Mehrabian, A., & Russell, J. A. (1974). An approach to environmental psychology. MIT Press.
• Oliver, R. L. (1980). A cognitive model of the antecedents and consequences of satisfaction decisions. Journal of Marketing Research, 17(4), 460–469. https://doi.org/10.1177/002224378001700405
• Zeithaml, V. A., Berry, L. L., & Parasuraman, A. (1996). The behavioral consequences of service quality. Journal of Marketing, 60(2), 31–46. https://doi.org/10.1177/002224299606000203

13. Questions et items du questionnaire / Scale Items