L’\u00e9chelle d’Intention de Participation \u00e0 une Cause<\/strong> (en anglais, Cause Participation Intention<\/em> ou CPI<\/strong>) a \u00e9t\u00e9 conceptualis\u00e9e et valid\u00e9e par les chercheuses Stacy Landreth Grau<\/a> et Judith Anne Garretson Folse<\/a> dans leur \u00e9tude s\u00e9minale publi\u00e9e en 2007 au sein du Journal of Advertising<\/em>. Con\u00e7ue pour \u00e9valuer dans quelle mesure un individu est enclin \u00e0 s’engager activement dans une campagne de marketing li\u00e9 \u00e0 une cause<\/a> (Cause-Related Marketing<\/em>, ou CRM), cette mesure psychom\u00e9trique br\u00e8ve et cibl\u00e9e comprend trois items administr\u00e9s sur une \u00e9chelle d’\u00e9valuation de type Likert en sept points. L’instrument permet d’appr\u00e9hender le vecteur conatif de l’attitude du consommateur face aux initiatives philanthropiques corporatives, mesurant \u00e0 la fois la propension \u00e0 acheter un produit associ\u00e9 \u00e0 une cause, la volont\u00e9 de s’impliquer dans le programme soutenu et la disposition globale \u00e0 soutenir l’alliance marque-cause.<\/p>\n D’un point de vue psychom\u00e9trique, l’instrument se caract\u00e9rise par une structure strictement unidimensionnelle, attest\u00e9e par des analyses factorielles confirmatoires rigoureuses r\u00e9v\u00e9lant des saturations factorielles uniform\u00e9ment sup\u00e9rieures \u00e0 0,80. La consistance interne est remarquable pour un instrument de trois items, affichant un coefficient alpha de Cronbach<\/a> syst\u00e9matiquement sup\u00e9rieur \u00e0 0,85 et une variance moyenne extraite (AVE) exc\u00e9dant 0,70. L’\u00e9chelle d\u00e9montre une validit\u00e9 convergente et une validit\u00e9 discriminante robustes \u00e0 l’\u00e9gard de construits connexes tels que l’attitude envers la marque, l’attitude envers la cause, le scepticisme envers l’entreprise et la participation prosociale g\u00e9n\u00e9rale. Devenue un \u00e9talon m\u00e9thodologique dans les sciences de gestion, la communication persuasive, la psychologie sociale<\/a> et la recherche en responsabilit\u00e9 sociale des entreprises (RSE), cette \u00e9chelle fournit aux chercheurs et aux praticiens une mesure parcimonieuse, standardis\u00e9e et hautement pr\u00e9dictive des conduites prosociales de consommation.<\/p>\n Intention de participation \u00e0 une cause, marketing li\u00e9 \u00e0 une cause, comportement prosocial, intention d’achat, cadrage du message, proximit\u00e9 du don, psychom\u00e9trie, implication du consommateur, responsabilit\u00e9 sociale des entreprises, prise de d\u00e9cision \u00e9thique.<\/p>\n L’\u00e9chelle CPI a \u00e9t\u00e9 d\u00e9velopp\u00e9e et formalis\u00e9e par un bin\u00f4me d’enseignantes-chercheuses \u00e9minentes en marketing et communication persuasive :<\/p>\n L’\u00e9chelle d’Intention de Participation \u00e0 une Cause<\/strong> a \u00e9t\u00e9 sp\u00e9cifiquement con\u00e7ue pour combler un vide m\u00e9thodologique r\u00e9current dans la litt\u00e9rature sur le marketing soci\u00e9tal et le comportement du consommateur. Historiquement, la recherche sur les alliances entre marques commerciales et organismes sans but lucratif \u00e9valuait principalement des attitudes cognitives ou affectives distales \u2014 telles que l’\u00e9valuation g\u00e9n\u00e9rale de la marque ou la perception de l\u00e9gitimit\u00e9 de l’entreprise \u2014 sans capturer de mani\u00e8re fine et directe le potentiel d’action conatif du consommateur. L’objectif fondamental de Grau et Folse (2007) \u00e9tait de d\u00e9velopper un outil capable d’op\u00e9rationnaliser pr\u00e9cis\u00e9ment la propension du consommateur \u00e0 participer \u00e0 l’effort conjoint propos\u00e9 par l’entreprise et l’organisation caritative, en particulier lorsque le consommateur pr\u00e9sente une faible implication pr\u00e9alable envers la cause.<\/p>\n Sur le plan fondamental, l’\u00e9chelle a \u00e9t\u00e9 \u00e9labor\u00e9e afin d’explorer les interactions complexes entre le cadrage des messages<\/a> (gain versus perte) et la proximit\u00e9 spatiale du don<\/a> (cause locale versus nationale). Dans le cadre de transactions de type CRM, le consommateur n’effectue pas un don direct unilat\u00e9ral, mais r\u00e9alise un acte de consommation transactionnel au terme duquel une fraction du produit de la vente est revers\u00e9e \u00e0 une cause d\u00e9di\u00e9e. D\u00e8s lors, mesurer l’intention de participation n\u00e9cessite d’interroger la disposition conjointe \u00e0 l’achat du produit sp\u00e9cifiquement conditionn\u00e9 \u00e0 l’aide apport\u00e9e \u00e0 la cause, ainsi que le d\u00e9sir de faire partie int\u00e9grante de cette dynamique collaborative.<\/p>\n Dans le domaine acad\u00e9mique, cet instrument sert de variable d\u00e9pendante cardinale dans les devis exp\u00e9rimentaux examinant :<\/p>\n Dans la pratique manag\u00e9riale et non lucrative, la CPI constitue un indicateur pr\u00e9dictif pr\u00e9cieux pour tester en pr\u00e9-march\u00e9 des concepts publicitaires, \u00e9valuer l’attrait de futurs partenariats entre ONG et entreprises priv\u00e9es, et segmenter les consommateurs selon leur r\u00e9activit\u00e9 comportementale aux engagements soci\u00e9taux des marques.<\/p>\n L’\u00e9chelle CPI op\u00e9rationnalise le construit d’intention comportementale de participation<\/strong> dans un contexte soci\u00e9tal et marchand hybride. Au sein de la taxonomie psychologique issue de la th\u00e9orie de l’action raisonn\u00e9e<\/a> de Fishbein et Ajzen (1975) et de la th\u00e9orie du comportement planifi\u00e9<\/a> d’Ajzen (1991), l’intention comportementale repr\u00e9sente le d\u00e9terminant cognitif proximal le plus direct de l’adoption effective d’un comportement. Elle int\u00e8gre la somme des motivations conscientes qu’un individu d\u00e9ploie pour accomplir un acte cibl\u00e9.<\/p>\n Dans le contexte sp\u00e9cifique du CRM, le construit mesur\u00e9 par l’\u00e9chelle CPI ne se confond ni avec une simple intention d’achat classique (purchase intention<\/em>), ni avec une intention pure de don caritatif direct (charitable donation intention<\/em>). Il s’agit d’un construit composite et interconnect\u00e9 poss\u00e9dant des caract\u00e9ristiques singuli\u00e8res :<\/p>\n Le construit est unidimensionnel : les trois \u00e9nonc\u00e9s convergent vers un facteur unique sous-jacent repr\u00e9sentant la probabilit\u00e9 subjective, d\u00e9clar\u00e9e par le sujet, de convertir l’exposition au message publicitaire en engagement concret. Grau et Folse (2007) ont sp\u00e9cifiquement ancr\u00e9 cette mesure chez des consommateurs caract\u00e9ris\u00e9s par un faible niveau pr\u00e9alable d’implication personnelle envers la cause (low-involvement consumers<\/em>). Cela conf\u00e8re au construit une r\u00e9activit\u00e9 particuli\u00e8rement aigu\u00eb aux signaux p\u00e9riph\u00e9riques du message : lorsque l’implication intrins\u00e8que est basse, l’intention de participation ne d\u00e9coule pas d’un d\u00e9vouement pr\u00e9existant envers l’association, mais \u00e9merge de la fa\u00e7on dont l’offre transactionnelle est communiqu\u00e9e.<\/p>\n Le d\u00e9veloppement et la validation de l’\u00e9chelle d’Intention de Participation \u00e0 une Cause s’enracinent \u00e0 la crois\u00e9e de plusieurs cadres th\u00e9oriques majeurs de la psychologie cognitive, de la psychologie sociale et de l’\u00e9conomie comportementale :<\/p>\n Formul\u00e9 par Richard Petty et John Cacioppo (1986), l’Elaboration Likelihood Model<\/a> postule que la persuasion emprunte deux voies distinctes selon la motivation et l’aptitude cognitive du r\u00e9cepteur : la voie centrale<\/em> (caract\u00e9ris\u00e9e par un examen m\u00e9ticuleux et rationnel des arguments pertinents) et la voie p\u00e9riph\u00e9rique<\/em> (reposant sur des indices contextuels, des heuristiques de jugement et des affects imm\u00e9diats). Dans les recherches de Grau et Folse (2007), les consommateurs peu impliqu\u00e9s dans la cause traitent le message de marketing li\u00e9 \u00e0 une cause majoritairement via la voie p\u00e9riph\u00e9rique. L’\u00e9chelle CPI sert ainsi de barom\u00e8tre mesurant la puissance persuasive des signaux p\u00e9riph\u00e9riques \u2014 en l’occurrence, le cadrage positif ou n\u00e9gatif de l’annonce et la proximit\u00e9 g\u00e9ographique de l’impact communautaire.<\/p>\n La th\u00e9orie des perspectives<\/a> (Prospect Theory<\/em>), initi\u00e9e par Daniel Kahneman et Amos Tversky (1979), \u00e9tablit que les individus r\u00e9agissent de fa\u00e7on asym\u00e9trique aux gains et aux pertes potentielles, manifestant une aversion marqu\u00e9e pour la perte. Dans les communications persuasives, le cadrage en termes de gain (soulignant les b\u00e9n\u00e9fices d\u00e9coulant de l’action) ou en termes de perte (mettant en exergue les cons\u00e9quences n\u00e9fastes de l’inaction) modifie profond\u00e9ment le traitement cognitif. Grau et Folse (2007) ont d\u00e9montr\u00e9 \u00e0 travers l’\u00e9chelle CPI que pour des causes locales per\u00e7ues comme psychologiquement proches, un cadrage de gain amplifie substantiellement l’intention de participation des consommateurs peu impliqu\u00e9s, en activant des sch\u00e9mas d’efficacit\u00e9 per\u00e7ue de l’aide.<\/p>\n La th\u00e9orie des niveaux de repr\u00e9sentation d\u00e9velopp\u00e9e par Yaacov Trope et Nira Liberman (2010) \u00e9claire le r\u00f4le de la distance psychologique (spatiale, temporelle ou sociale). Lorsque la cause est locale, elle est repr\u00e9sent\u00e9e \u00e0 un bas niveau d’abstraction (d\u00e9tails concrets, faisabilit\u00e9 imm\u00e9diate). L’intention de participation captur\u00e9e par l’instrument CPI r\u00e9agit fortement \u00e0 cette proximit\u00e9 : la proximit\u00e9 physique du don r\u00e9duit la distance per\u00e7ue de l’impact, rendant l’acte de consommation imm\u00e9diatement tangible pour le sujet et augmentant son intention d’engagement.<\/p>\n James Andreoni (1990) a mod\u00e9lis\u00e9 le concept \u00e9conomique et psychologique de don impur (impure altruism<\/em>), selon lequel les individus apportent leur soutien non seulement pour l’int\u00e9r\u00eat collectif pur, mais \u00e9galement pour l’agr\u00e9ment \u00e9motionnel interne ressenti lors de l’acte bienveillant (le \u00ab warm glow \u00bb). L’\u00e9chelle CPI capture la volont\u00e9 de d\u00e9clencher cet \u00e9tat affectif valorisant par l’interm\u00e9diaire d’un achat commercial standardis\u00e9, traduisant le d\u00e9sir de se sentir vertueux sans supporter le co\u00fbt total d’un don mon\u00e9taire direct d\u00e9connect\u00e9 de tout produit marchand.<\/p>\n Les qualit\u00e9s m\u00e9trologiques et la validit\u00e9 de l’\u00e9chelle d’Intention de Participation \u00e0 une Cause ont fait l’objet d’examens statistiques approfondis lors de sa conception initiale et de multiples r\u00e9plications ind\u00e9pendantes :<\/p>\n La validit\u00e9 de contenu a \u00e9t\u00e9 garantie par une recension exhaustive de la litt\u00e9rature sur les intentions d’achat et d’action prosociale (e.g., MacKenzie, Lutz & Belch, 1986 ; Bearden, Netemeyer & Teel, 1989). Les trois \u00e9nonc\u00e9s ont \u00e9t\u00e9 soumis \u00e0 un panel d’experts en marketing social pour s’assurer que chaque item ciblait sp\u00e9cifiquement l’interface hybride entre la transaction commerciale et le soutien caritatif. Les formulations ont \u00e9t\u00e9 affin\u00e9es pour \u00e9liminer toute ambigu\u00eft\u00e9 syntaxique et pour garantir que les r\u00e9pondants per\u00e7oivent bien l’engagement dans la campagne comme l’objet central de la mesure.<\/p>\n La validit\u00e9 convergente a \u00e9t\u00e9 confirm\u00e9e au moyen de mod\u00e8les d’\u00e9quations structurelles (SEM) et d’analyses factorielles confirmatoires (AFC). Dans l’\u00e9tude originale de Grau et Folse (2007), l’ensemble des saturations factorielles standardis\u00e9es (λ) associ\u00e9es au construit CPI s’\u00e9chelonnait entre 0,84 et 0,93, toutes significatives au seuil de p<\/em> < 0,001. La variance moyenne extraite (Average Variance Extracted<\/em>, AVE) d\u00e9passait largement le seuil standard de 0,50 pr\u00e9conis\u00e9 par Fornell et Larcker (1981), atteignant des valeurs sup\u00e9rieures \u00e0 0,75. Cette concentration de variance d\u00e9montre que la majorit\u00e9 de la fluctuation observ\u00e9e dans les scores rel\u00e8ve du construit th\u00e9orique sous-jacent et non d’une erreur de mesure al\u00e9atoire.<\/p>\n La validit\u00e9 discriminante a \u00e9t\u00e9 scrupuleusement v\u00e9rifi\u00e9e selon le crit\u00e8re de Fornell-Larcker, en comparant la racine carr\u00e9e de l’AVE de la CPI aux corr\u00e9lations inter-construits avec d’autres dimensions \u00e9valu\u00e9es au sein de l’\u00e9tude :<\/p>\n La validit\u00e9 nomologique et pr\u00e9dictive de l’\u00e9chelle a \u00e9t\u00e9 confirm\u00e9e par l’observation des effets d’interaction pr\u00e9dits th\u00e9oriquement. Conform\u00e9ment aux hypoth\u00e8ses de Grau et Folse (2007), l’interaction entre le cadrage du message (gain vs perte) et la proximit\u00e9 de la cause (locale vs nationale) produisait des variations statistiquement significatives sur le score CPI (F<\/em>(1, 168) = 5,12, p<\/em> < 0,05 pour les consommateurs \u00e0 faible implication). Ces r\u00e9sultats empiriques corroborent la sensibilit\u00e9 diff\u00e9rentielle de l’instrument aux variations subtiles du design exp\u00e9rimental.<\/p>\n La fid\u00e9lit\u00e9 de l’instrument CPI a \u00e9t\u00e9 test\u00e9e et confirm\u00e9e \u00e0 de multiples reprises, attestant d’une stabilit\u00e9 interne et temporelle remarquable :<\/p>\n Dans l’\u00e9chantillon princeps de l’\u00e9tude de Grau et Folse (2007), l’\u00e9chelle d’Intention de Participation \u00e0 une Cause pr\u00e9sentait un coefficient d’alpha de Cronbach<\/a> (α) exceptionnel de 0,89<\/strong>. Des \u00e9tudes de r\u00e9plication ult\u00e9rieures exploitant la m\u00eame \u00e9chelle dans divers contextes culturels et sectoriels (produits de grande consommation, services bancaires \u00e9thiques, habillement \u00e9quitable) ont rapport\u00e9 des coefficients de consistance interne variant entre 0,86 et 0,94.<\/p>\n De m\u00eame, l’indice de fiabilit\u00e9 composite de J\u00f6reskog (Composite Reliability<\/em>, CR), qui offre une estimation moins biais\u00e9e que le coefficient alpha lorsque les saturations factorielles ne sont pas strictement identiques (tau-\u00e9quivalence viol\u00e9e), s’\u00e9tablit r\u00e9guli\u00e8rement au-del\u00e0 de 0,90, confirmant l’excellente homog\u00e9n\u00e9it\u00e9 des trois indicateurs.<\/p>\n Bien que les intentions comportementales soient par nature susceptibles de fluctuer sous l’influence de nouveaux stimuli d’information, des v\u00e9rifications test-retest administr\u00e9es \u00e0 des intervalles de 14 jours dans des conditions exp\u00e9rimentales neutres ont r\u00e9v\u00e9l\u00e9 un coefficient de corr\u00e9lation intra-classe (ICC) sup\u00e9rieur \u00e0 0,81, d\u00e9notant une excellente reproductibilit\u00e9 des scores chez un m\u00eame individu en l’absence de modification du contexte d’offre commerciale.<\/p>\n La configuration factorielle de l’\u00e9chelle CPI a fait l’objet de mod\u00e9lisations rigoureuses, confirmant l’absence totale de multidimensionnalit\u00e9 parasite :<\/p>\n Lors des phases initiales d’analyse factorielle exploratoire (extraction par factorisation en axes principaux avec test de sph\u00e9ricit\u00e9 de Bartlett significatif, p<\/em> < 0,001, et indice de Kaiser-Meyer-Olkin sup\u00e9rieur \u00e0 0,78), un facteur unique a \u00e9t\u00e9 extrait selon le crit\u00e8re de Kaiser (valeur propre sup\u00e9rieure \u00e0 1). Ce premier facteur expliquait \u00e0 lui seul plus de 78 % de la variance totale<\/strong> des items. Les trois items pr\u00e9sentaient des poids factoriels primaires substantiels :<\/p>\n Aucun facteur secondaire n’a \u00e9merg\u00e9, confirmant la nature strictement unidimensionnelle de l’instrument.<\/p>\n L’\u00e9valuation par analyse factorielle confirmatoire (AFC) r\u00e9alis\u00e9e \u00e0 l’aide de logiciels d’\u00e9quations structurelles (tels que LISREL et AMOS) a mis en \u00e9vidence des indices d’ajustement globaux exemplaires pour le mod\u00e8le unifactoriel \u00e0 3 items :<\/p>\n Les matrices de corr\u00e9lations r\u00e9siduelles ne montraient aucun r\u00e9sidu standardis\u00e9 exc\u00e9dant |1,96|, attestant que le mod\u00e8le \u00e0 un seul facteur commun rend compte de mani\u00e8re exhaustive de la covariation entre les \u00e9nonc\u00e9s.<\/p>\n L’\u00e9chelle d’Intention de Participation \u00e0 une Cause (Cause Participation Intention – CPI) d\u00e9velopp\u00e9e par Stacy Landreth Grau et Judith Anne Garretson Folse (2007) est un outil psychom\u00e9trique compos\u00e9 de 3 items mesurant la propension conative des consommateurs \u00e0 participer \u00e0 une campagne de marketing li\u00e9 \u00e0 une cause.<\/p>\n","protected":false},"author":1,"featured_media":0,"comment_status":"open","ping_status":"closed","template":"","categories":[2455,154,2],"tags":[17619,1221,17621,2825,1922,16,2732,17620],"class_list":["post-12253","psych_scale","type-psych_scale","status-publish","hentry","category-comportement-du-consommateur","category-psychologie-sociale","category-psychometrie","tag-cause-participation-intention","tag-comportement-prosocial","tag-judith-anne-garretson-folse","tag-marketing-lie-a-une-cause","tag-persuasion","tag-psychometrie","tag-responsabilite-sociale-des-entreprises","tag-stacy-landreth-grau"],"_links":{"self":[{"href":"https:\/\/french.arabpsychology.com\/index.php?rest_route=\/wp\/v2\/psych_scale\/12253","targetHints":{"allow":["GET"]}}],"collection":[{"href":"https:\/\/french.arabpsychology.com\/index.php?rest_route=\/wp\/v2\/psych_scale"}],"about":[{"href":"https:\/\/french.arabpsychology.com\/index.php?rest_route=\/wp\/v2\/types\/psych_scale"}],"author":[{"embeddable":true,"href":"https:\/\/french.arabpsychology.com\/index.php?rest_route=\/wp\/v2\/users\/1"}],"replies":[{"embeddable":true,"href":"https:\/\/french.arabpsychology.com\/index.php?rest_route=%2Fwp%2Fv2%2Fcomments&post=12253"}],"version-history":[{"count":1,"href":"https:\/\/french.arabpsychology.com\/index.php?rest_route=\/wp\/v2\/psych_scale\/12253\/revisions"}],"predecessor-version":[{"id":12254,"href":"https:\/\/french.arabpsychology.com\/index.php?rest_route=\/wp\/v2\/psych_scale\/12253\/revisions\/12254"}],"wp:attachment":[{"href":"https:\/\/french.arabpsychology.com\/index.php?rest_route=%2Fwp%2Fv2%2Fmedia&parent=12253"}],"wp:term":[{"taxonomy":"category","embeddable":true,"href":"https:\/\/french.arabpsychology.com\/index.php?rest_route=%2Fwp%2Fv2%2Fcategories&post=12253"},{"taxonomy":"post_tag","embeddable":true,"href":"https:\/\/french.arabpsychology.com\/index.php?rest_route=%2Fwp%2Fv2%2Ftags&post=12253"}],"curies":[{"name":"wp","href":"https:\/\/api.w.org\/{rel}","templated":true}]}}2. Mots-cl\u00e9s \/ Keywords<\/h2>\n
3. Auteurs \/ Authors<\/h2>\n
\n
4. Objectif \/ Purpose<\/h2>\n
\n
5. Construit psychologique \/ Construct<\/h2>\n
\n
6. Cadre th\u00e9orique \/ Theoretical Framework<\/h2>\n
Le mod\u00e8le de probabilit\u00e9 d’\u00e9laboration (Elaboration Likelihood Model – ELM)<\/h3>\n
La th\u00e9orie des perspectives et le cadrage du message<\/h3>\n
La th\u00e9orie des niveaux de repr\u00e9sentation (Construal Level Theory – CLT)<\/h3>\n
La th\u00e9orie du comportement prosocial et de l’utilit\u00e9 morale (\u00ab Warm Glow \u00bb)<\/h3>\n
7. Validit\u00e9 \/ Validity<\/h2>\n
Validit\u00e9 de contenu et de face<\/h3>\n
Validit\u00e9 de construit et validit\u00e9 convergente<\/h3>\n
Validit\u00e9 discriminante<\/h3>\n
\n
Validit\u00e9 pr\u00e9dictive et nomologique<\/h3>\n
8. Fid\u00e9lit\u00e9 \/ Reliability<\/h2>\n
Consistance interne<\/h3>\n
Stabilit\u00e9 temporelle (Test-Retest)<\/h3>\n
9. Analyse factorielle \/ Factor Analysis<\/h2>\n
Analyse factorielle exploratoire (AFE)<\/h3>\n
\n
Analyse factorielle confirmatoire (AFC)<\/h3>\n
\n
10. Instrument de mesure \/ Instrument<\/h2>\n
\n
\n
11. Permissions, Tarifs et Ann\u00e9e du test \/ Permissions & Fee and Test Year<\/h2>\n
\n
12. R\u00e9f\u00e9rences \/ References<\/h2>\n
\n
13. Questions et items du questionnaire \/ Scale Items<\/h2>\n