L’Instrument d’identification de la propension \u00e0 l’abandon dans les \u00e9tudes en alternance<\/strong> (connu sous l’acronyme allemand MISANDS<\/strong> pour Messinstrument zur Identifikation von Studienabbruchneigung im dualen Studium<\/em>) est un outil de mesure psychom\u00e9trique standardis\u00e9 con\u00e7u pour \u00e9valuer de mani\u00e8re multidimensionnelle et pr\u00e9coce l’intention de d\u00e9crochage chez les \u00e9tudiants engag\u00e9s dans des cursus universitaires en alternance (formation duale). D\u00e9velopp\u00e9 dans le cadre des recherches longitudinales men\u00e9es \u00e0 l’Universit\u00e9 coop\u00e9rative d’\u00c9tat du Bade-Wurtemberg (DHBW<\/a>) par Ernst Deuer et Steffen Wild, cet instrument op\u00e9rationnalise le risque de d\u00e9sengagement acad\u00e9mique et professionnel \u00e0 travers deux dimensions compl\u00e9mentaires : la propension \u00e0 l’abandon li\u00e9e au cursus acad\u00e9mique (studiengangsbezogene Abbruchneigung<\/em>) et la propension \u00e0 l’abandon li\u00e9e au lieu de formation pratique ou entreprise d’accueil (ausbildungsst\u00e4ttenbezogene Abbruchneigung<\/em>).<\/p>\n Le questionnaire se compose de 8 items formul\u00e9s de mani\u00e8re sym\u00e9trique (quatre items \u00e0 valence positive et quatre items invers\u00e9s \u00e0 valence n\u00e9gative), administr\u00e9s avec un format de r\u00e9ponse ordonn\u00e9 \u00e0 quatre niveaux (1 = oui, 2 = plut\u00f4t oui, 3 = plut\u00f4t non, 4 = non). Les analyses psychom\u00e9triques conduites sur un vaste \u00e9chantillon repr\u00e9sentatif de N<\/em> = 1 429 \u00e9tudiants de premi\u00e8re ann\u00e9e (issus des fili\u00e8res du travail social, de l’ing\u00e9nierie et des sciences de gestion) attestent d’une excellente consistance interne, avec des coefficients alpha de Cronbach oscillant entre .86 et .88 et des coefficients rho de Raykov de .87 \u00e0 .88 selon les sous-\u00e9chelles. La structure bidimensionnelle a \u00e9t\u00e9 valid\u00e9e par analyse factorielle exploratoire (73 % de variance expliqu\u00e9e) puis confirm\u00e9e par analyse factorielle confirmatoire en mod\u00e9lisation par \u00e9quations structurelles avec estimateur robuste (MLR), montrant des indices d’ajustement satisfaisants (CFI = .95 ; RMSEA = .09). La validit\u00e9 pronostique, v\u00e9rifi\u00e9e 22 mois apr\u00e8s la passation initiale \u00e0 partir des registres administratifs officiels d’exmatriculation sans dipl\u00f4me, met en \u00e9vidence des courbes ROC (Receiver Operating Characteristic) concluantes avec des aires sous la courbe (AUC) de .68 pour la sous-\u00e9chelle acad\u00e9mique et .60 pour la composante pratique. Tr\u00e8s \u00e9conomique, le MISANDS s’administre en moins de trois minutes et constitue un levier diagnostique majeur pour les dispositifs d’intervention pr\u00e9coce dans l’enseignement sup\u00e9rieur.<\/p>\n abandon universitaire, \u00e9tudes en alternance, formation duale, propension au d\u00e9crochage, r\u00e9ussite acad\u00e9mique, psychom\u00e9trie, analyse factorielle confirmatoire, validit\u00e9 pr\u00e9dictive, alternance travail-\u00e9tudes, satisfaction \u00e9tudiante, \u00e9ducation sup\u00e9rieure, pers\u00e9v\u00e9rance scolaire, DHBW, courbe ROC<\/p>\n L’instrument MISANDS a \u00e9t\u00e9 \u00e9labor\u00e9, op\u00e9rationnalis\u00e9 et valid\u00e9 par une \u00e9quipe de chercheurs sp\u00e9cialis\u00e9s en p\u00e9dagogie universitaire, sociologie de l’\u00e9ducation et psychom\u00e9trie rattach\u00e9s \u00e0 la Duale Hochschule Baden-W\u00fcrttemberg (DHBW)<\/a> :<\/p>\n Le ph\u00e9nom\u00e8ne du d\u00e9crochage universitaire<\/a> repr\u00e9sente une pr\u00e9occupation \u00e9conomique, sociale et p\u00e9dagogique majeure \u00e0 l’\u00e9chelle internationale. En Allemagne, les enqu\u00eates men\u00e9es par le Centre allemand pour la recherche sur l’enseignement sup\u00e9rieur et la science (DZHW<\/a>) r\u00e9v\u00e8lent des taux d’abandon atteignant 32 % pour les \u00e9tudiants inscrits en cursus de licence (Bachelor) \u00e0 l’universit\u00e9 et environ 25 % dans les universit\u00e9s de sciences appliqu\u00e9es (Fachhochschulen<\/em>). Dans le cadre des processus d’assurance qualit\u00e9, de r\u00e9accr\u00e9ditation des programmes acad\u00e9miques et d’allocation des dotations budg\u00e9taires publiques index\u00e9es sur les performances, les taux de r\u00e9tention constituent d\u00e9sormais des crit\u00e8res d’\u00e9valuation institutionnelle d\u00e9terminants.<\/p>\n Dans ce contexte, l’objectif fondamental du MISANDS est de fournir un instrument psychom\u00e9trique d’un haut niveau de parcimonie, scientifiquement \u00e9prouv\u00e9, capable d’identifier tr\u00e8s en amont les signaux faibles et manifestes de la propension au d\u00e9crochage. Si des outils g\u00e9n\u00e9ralistes de mesure de l’intention d’abandon ont \u00e9t\u00e9 d\u00e9velopp\u00e9s dans l’espace germanophone et anglo-saxon, la quasi-totalit\u00e9 de ces instruments souffrait de deux limites m\u00e9thodologiques r\u00e9dhibitoires : d’une part, l’absence de v\u00e9rification rigoureuse de leur validit\u00e9 pr\u00e9dictive ou pronostique face aux abandons r\u00e9els observ\u00e9s longitudinalement ; d’autre part, leur inadaptation structurelle \u00e0 la r\u00e9alit\u00e9 p\u00e9dagogique singuli\u00e8re des cursus en alternance (syst\u00e8me dual<\/a>), qui juxtaposent de mani\u00e8re synchronis\u00e9e des p\u00e9riodes th\u00e9oriques au sein d’une facult\u00e9 et des phases pratiques d’immersion professionnelle en entreprise partenaire.<\/p>\n Le MISANDS a donc pour vocation d’isoler analytiquement la source du malaise ou du d\u00e9sengagement de l’\u00e9tudiant. Un apprenant peut \u00e9prouver une profonde d\u00e9sillusion face aux contenus acad\u00e9miques de sa fili\u00e8re tout en s’\u00e9panouissant dans son milieu professionnel d’accueil, ou inversement, rencontrer de graves difficult\u00e9s d’int\u00e9gration organisationnelle au sein de l’entreprise tout en maintenant un vif int\u00e9r\u00eat pour les enseignements th\u00e9oriques dispens\u00e9s \u00e0 l’universit\u00e9. Sur le plan de la recherche, l’outil permet d’\u00e9tudier les d\u00e9terminants interactifs de la pers\u00e9v\u00e9rance \u00e9tudiante. Sur le plan pratique et clinique\/institutionnel, il permet aux services de tutorat, aux conseillers d’orientation et aux d\u00e9partements de ressources humaines d’instaurer des mesures d’accompagnement individualis\u00e9es, de m\u00e9diation ou de r\u00e9orientation pr\u00e9coce avant que le processus de d\u00e9saffiliation ne d\u00e9bouche sur une rupture contractuelle ou une exmatriculation d\u00e9finitive.<\/p>\n Le construit th\u00e9orique au c\u0153ur du MISANDS est la propension \u00e0 l’abandon<\/strong> (Abbruchneigung<\/em>), conceptualis\u00e9e non pas comme un \u00e9v\u00e9nement ponctuel ou impulsif, mais comme l’aboutissement d’un processus psychologique graduel d’\u00e9loignement cognitif, \u00e9motionnel et motivationnel vis-\u00e0-vis des sph\u00e8res d’apprentissage. Dans le cadre de l’enseignement dual, ce construit g\u00e9n\u00e9ral est op\u00e9rationnalis\u00e9 sous la forme d’un mod\u00e8le bifactoriel compos\u00e9 de deux dimensions corr\u00e9l\u00e9es mais conceptuellement ind\u00e9pendantes :<\/p>\n Cette sous-\u00e9chelle \u00e9value l’attitude r\u00e9flexive et \u00e9valuative de l’\u00e9tudiant \u00e0 l’\u00e9gard de la fili\u00e8re d’\u00e9tudes th\u00e9oriques dans laquelle il est immatricul\u00e9 \u00e0 l’universit\u00e9. Elle mesure sp\u00e9cifiquement :<\/p>\n Un score \u00e9lev\u00e9 sur cette dimension refl\u00e8te une crise vocationnelle intellectuelle, un sentiment d’inad\u00e9quation entre les attentes \u00e9pist\u00e9miques de l’individu et la r\u00e9alit\u00e9 de la maquette p\u00e9dagogique, ou une surcharge cognitive non r\u00e9gul\u00e9e face aux examens universitaires.<\/p>\n Cette seconde sous-\u00e9chelle saisit l’\u00e9tat motivationnel et affectif de l’\u00e9tudiant \u00e0 l’\u00e9gard de son employeur, de son tuteur en entreprise et de son environnement de travail concret. Elle cible :<\/p>\n Cette distinction s’av\u00e8re fondamentale sur le plan psychom\u00e9trique : elle permet de diagnostiquer si le risque de d\u00e9crochage rel\u00e8ve d’un probl\u00e8me d’int\u00e9gration socioprofessionnelle (conflit hi\u00e9rarchique, t\u00e2ches d\u00e9valorisantes, rupture du contrat psychologique de travail) ou d’un \u00e9chec d’assimilation acad\u00e9mique.<\/p>\n L’architecture conceptuelle du MISANDS repose sur le croisement int\u00e9gratif de trois grands paradigmes th\u00e9oriques issus de la sociologie de l’\u00e9ducation, de l’\u00e9conomie comportementale et de la psychologie organisationnelle :<\/p>\n Le point d’ancrage fondamental de l’instrument s’inspire directement du mod\u00e8le d’int\u00e9gration longitudinale de Vincent Tinto<\/a> (1975), compl\u00e9t\u00e9 par les th\u00e9orisations de Bean (1980) et les travaux allemands contemporains de Heublein et Wolter (2011). Selon cette perspective syst\u00e9mique, la d\u00e9cision d’abandonner ses \u00e9tudes n’est pas r\u00e9ductible aux seules caract\u00e9ristiques individuelles de l’\u00e9tudiant (ant\u00e9c\u00e9dents scolaires, comp\u00e9tences cognitives, statut socio-\u00e9conomique) ni aux seules propri\u00e9t\u00e9s structurelles de l’\u00e9tablissement. Elle d\u00e9coule de la qualit\u00e9 continue de l’ajustement interactif entre la personne et les deux dimensions de l’environnement institutionnel : le sous-syst\u00e8me formel\/acad\u00e9mique et le sous-syst\u00e8me informel\/social. Dans le cadre singulier de la formation en alternance, cette matrice interactionnelle se d\u00e9double : l’apprenant doit imp\u00e9rativement n\u00e9gocier simultan\u00e9ment son affiliation intellectuelle \u00e0 l’universit\u00e9 et sa socialisation organisationnelle au sein de l’entreprise d’accueil.<\/p>\n L’op\u00e9rationnalisation des items mesurant l’intention de changement (pr\u00e9sente ou pass\u00e9e) et la d\u00e9cision hypoth\u00e9tique de r\u00e9it\u00e9rer le choix s’enracine dans la th\u00e9orie de l’action rationnelle issue de l’analyse \u00e9conomique et sociologique (Becker, 1982 ; Harsanyi, 1976 ; Olson, 1968). Selon ce mod\u00e8le d’utilit\u00e9 subjective esp\u00e9r\u00e9e, un individu maintient son engagement dans une trajectoire donn\u00e9e tant que la somme des b\u00e9n\u00e9fices anticip\u00e9s (acquisition de comp\u00e9tences de haut niveau, opportunit\u00e9s de carri\u00e8re, prestige du dipl\u00f4me, r\u00e9mun\u00e9ration d’apprentissage) exc\u00e8de les co\u00fbts per\u00e7us (efforts intellectuels intenses, stress temporel, renoncement aux loisirs, conflits de r\u00f4le). D\u00e8s lors que le bilan co\u00fbt-b\u00e9n\u00e9fice bascule dans une zone d’utilit\u00e9 n\u00e9gative, l’acteur rationnel d\u00e9veloppe des cognitions d’\u00e9vitement et r\u00e9\u00e9value ses options d’arbitrage, ce qui se traduit par des vell\u00e9it\u00e9s de r\u00e9orientation ou de rupture d\u00e9finitive.<\/p>\n Pour le bloc d’items \u00e9valuant la satisfaction globale, les auteurs mobilisent les acquis empiriques robustes de la psychologie organisationnelle<\/a> (Haarhaus, 2015 ; Judge et al., 2001 ; Westermann & Heise, 2018). Il est solidement \u00e9tabli que la satisfaction professionnelle entretient des liens n\u00e9gatifs puissants avec l’absent\u00e9isme (Ybema et al., 2010), l’intention de d\u00e9part volontaire (Wright & Bonett, 2007) et les conduites contre-productives, tout en pr\u00e9disant positivement la sant\u00e9 per\u00e7ue et le niveau de performance globale. Dans la mesure o\u00f9 les \u00e9tudiants en r\u00e9gime dual assument des obligations contractuelles strictes, per\u00e7oivent un salaire d’apprentissage et subissent les pressions inh\u00e9rentes au monde du travail, l’\u00e9valuation directe de leur satisfaction envers l’environnement professionnel et le programme universitaire constitue l’indicateur affectif pr\u00e9curseur le plus fiable de leur volont\u00e9 de pers\u00e9v\u00e9rance.<\/p>\n Le programme de validation du MISANDS a \u00e9t\u00e9 conduit selon des protocoles statistiques rigoureux sur un \u00e9chantillon de N<\/em> = 1 429 \u00e9tudiants de premi\u00e8re ann\u00e9e de la DHBW ayant compl\u00e9t\u00e9 l’int\u00e9gralit\u00e9 du protocole lors de la seconde vague de panel (mars 2017) :<\/p>\n La validit\u00e9 de contenu a \u00e9t\u00e9 garantie par une adaptation experte de l’instrument matriciel de Deuer (2006) d\u00e9di\u00e9 aux apprentis du syst\u00e8me professionnel classique. Une consultation it\u00e9rative aupr\u00e8s d’un coll\u00e8ge de sp\u00e9cialistes de l’enseignement sup\u00e9rieur a permis d’affiner la formulation des \u00e9nonc\u00e9s entre la vague 1 (juillet 2016) et la vague 2 (mars 2017). Les options d’ancrage ont \u00e9t\u00e9 harmonis\u00e9es sur une \u00e9chelle de Likert \u00e0 4 points afin d’optimiser l’ergonomie cognitive des r\u00e9pondants, de limiter la charge mentale de traitement et d’\u00e9viter les biais de tendance centrale associ\u00e9s aux cat\u00e9gories interm\u00e9diaires neutres.<\/p>\n L’analyse en composantes principales avec rotation oblique Oblimin a confirm\u00e9 la partition des 8 items en deux facteurs autonomes correspondant parfaitement aux pr\u00e9dictions th\u00e9oriques (KMO = .79 ; test de sph\u00e9ricit\u00e9 de Bartlett hautement significatif \u00e0 p<\/em> < .001 ; 73 % de variance totale expliqu\u00e9e). L’analyse factorielle confirmatoire a valid\u00e9 cette g\u00e9om\u00e9trie latente, d\u00e9montrant que les sous-\u00e9chelles mesurent des facettes hautement diff\u00e9renci\u00e9es mais coordonn\u00e9es du risque d’abandon (intercorr\u00e9lation latente mod\u00e9r\u00e9e de \u03a8 = .37, p<\/em> < .001).<\/p>\n La force m\u00e9thodologique exceptionnelle du MISANDS r\u00e9side dans la confrontation empirique des scores recueillis en mars 2017 avec les donn\u00e9es administratives officielles d’abandon r\u00e9el (exmatriculation effective sans dipl\u00f4me) extraites du syst\u00e8me d’information universitaire DUALIS 22 mois plus tard (janvier 2019). L’\u00e9valuation a \u00e9t\u00e9 op\u00e9r\u00e9e par analyse des courbes ROC (Receiver Operating Characteristic<\/a>) :<\/p>\n Les corr\u00e9lations point-bis\u00e9riales entre les scores continus aux sous-\u00e9chelles et le statut effectif d’abandonneur (cod\u00e9 1) versus pers\u00e9v\u00e9rant (cod\u00e9 0) sont statistiquement hautement significatives : r<\/em>bis<\/sub> = .25 (p<\/em> ≤ .001) pour la dimension acad\u00e9mique et r<\/em>bis<\/sub> = .17 (p<\/em> ≤ .001) pour la dimension professionnelle. Ces r\u00e9sultats prouvent la valeur d’alerte pr\u00e9coce de l’instrument pr\u00e8s de deux ann\u00e9es avant la survenue administrative formelle de la d\u00e9fection.<\/p>\n La pr\u00e9cision de mesure et la consistance interne du MISANDS ont \u00e9t\u00e9 \u00e9valu\u00e9es de fa\u00e7on approfondie au sein de la cohorte d’\u00e9tudiants de premi\u00e8re ann\u00e9e (N<\/em> = 1 429). Dans la mesure o\u00f9 les mod\u00e8les factoriels sous-jacents sont tau-cong\u00e9n\u00e9riques (les saturations factorielles λ des items variant librement entre .69 et .88 au lieu d’\u00eatre strictement contraintes \u00e0 l’\u00e9galit\u00e9 comme dans un mod\u00e8le tau-\u00e9quivalent), l’alpha de Cronbach<\/a> classique tend \u00e0 sous-estimer la fiabilit\u00e9 r\u00e9elle de l’\u00e9chelle. Les auteurs ont donc syst\u00e9matiquement calcul\u00e9, aux c\u00f4t\u00e9s de l’alpha, le coefficient rho de Raykov (fiabilit\u00e9 composite) :<\/p>\n Les indices de discrimination des items (corr\u00e9lations item-total corrig\u00e9es) s’av\u00e8rent particuli\u00e8rement \u00e9lev\u00e9s, s’\u00e9chelonnant de r<\/em>it<\/sub> = 0.64 \u00e0 r<\/em>it<\/sub> = 0.77 sur l’ensemble de la batterie (Item 1 : 0.64 ; Item 2 : 0.71 ; Item 3 : 0.71 ; Item 4 : 0.74 ; Item 5 : 0.76 ; Item 6 : 0.77 ; Item 7 : 0.75 ; Item 8 : 0.74). Ces coefficients d\u00e9passent largement les standards m\u00e9thodologiques usuels fix\u00e9s pour la recherche fondamentale (> .70) et atteignent le niveau d’exigence requis pour le diagnostic individualis\u00e9 en milieu universitaire (> .85).<\/p>\n L’exploration et la confirmation des dimensions psychom\u00e9triques du MISANDS se sont articul\u00e9es en deux \u00e9tapes statistiques compl\u00e9mentaires \u00e0 partir du logiciel sp\u00e9cialis\u00e9 Mplus<\/a> version 7.1 :<\/p>\n L’analyse initiale a port\u00e9 sur les 8 variables manifestes avec une rotation oblique de type Oblimin, justifi\u00e9e th\u00e9oriquement par le fait que l’immersion pratique en entreprise et la formation acad\u00e9mique interagissent continuellement dans le v\u00e9cu de l’\u00e9tudiant dual. L’ad\u00e9quation de la matrice de donn\u00e9es s’est r\u00e9v\u00e9l\u00e9e excellente (Kaiser-Meyer-Olkin = .79 ; test de Bartlett hautement significatif avec p<\/em> ≤ .000). Le crit\u00e8re de Kaiser et l’inspection visuelle du graphique des valeurs propres (Scree plot) indiquent clairement une chute marqu\u00e9e apr\u00e8s le second composant, avec des valeurs propres respectives de 3.95<\/strong> et 1.86<\/strong>. Cette configuration factorielle bidimensionnelle restitue 73 % de la variance totale<\/strong>. Les communaut\u00e9s extraites sont remarquablement \u00e9lev\u00e9es (h<\/em>2<\/sup> ≥ .62), et l’ensemble des saturations factorielles principales d\u00e9passe le seuil critique de a<\/em> ≥ .77, sans aucune saturation crois\u00e9e r\u00e9siduelle probl\u00e9matique.<\/p>\n Face \u00e0 la violation de l’hypoth\u00e8se de distribution normale multivari\u00e9e des r\u00e9ponses (asym\u00e9trie positive prononc\u00e9e sur les items d’abandon), le mod\u00e8le de mesure a \u00e9t\u00e9 estim\u00e9 au moyen de l’estimateur du maximum de vraisemblance avec erreurs-types robustes et correction d’\u00e9chelle (MLR<\/strong>). Afin de tenir compte de la variance de m\u00e9thode induite par le parall\u00e9lisme des formulations linguistiques entre les items acad\u00e9miques et pratiques (ex. \u00ab \u00cates-vous dans l’ensemble satisfait de votre cursus actuel ? \u00bb versus \u00ab \u00cates-vous dans l’ensemble satisfait de votre lieu de stage\/formation actuel ? \u00bb), des corr\u00e9lations r\u00e9siduelles ont \u00e9t\u00e9 sp\u00e9cifi\u00e9es entre paires d’items homologues, variant entre θ = .06 et θ = .08.<\/p>\n Le mod\u00e8le structurel d\u00e9montre une qualit\u00e9 d’ajustement globale tr\u00e8s satisfaisante aux donn\u00e9es empiriques :<\/p>\n Ces param\u00e8tres confirment avec force la validit\u00e9 de construit du sch\u00e9ma bidimensionnel th\u00e9oris\u00e9.<\/p>\n \u00c9chelle ordinale uniforme \u00e0 4 modalit\u00e9s de r\u00e9ponse ferm\u00e9e sans point neutre m\u00e9dian :<\/p>\n Bean, J. P. (1980). Dropouts and turnover: The synthesis and test of a causal model of student attrition. Research in Higher Education<\/em>, 12(2), 155\u2013187. https:\/\/doi.org\/10.1007\/BF00976194<\/a><\/p>\n Becker, G. S. (1982). Der \u00f6konomische Ansatz zur Erkl\u00e4rung menschlichen Verhaltens<\/em>. Mohr Siebeck.<\/p>\n Bl\u00fcthmann, N., Thiel, F., & Wolfgram, N. (2011). Abbruchneigung von Studienanf\u00e4ngern in den Bachelorstudieng\u00e4ngen der Freien Universit\u00e4t Berlin. Zeitschrift f\u00fcr Bildungsforschung<\/em>, 1(2), 143\u2013158. https:\/\/doi.org\/10.1007\/s35834-011-0014-9<\/a><\/p>\n Burger, C., & Gro\u00df, C. (2016). Vorhersage der Studienabbruchneigung durch Merkmale des Studieneintritts. Empirische P\u00e4dagogik<\/em>, 30(2), 221\u2013239.<\/p>\n B\u00fchner, M. (2006). Einf\u00fchrung in die Test- und Fragebogenkonstruktion<\/em> (2. Aufl.). Pearson Studium.<\/p>\n Cortina, J. M. (1993). What is coefficient alpha? An examination of theory and applications. Journal of Applied Psychology<\/em>, 78(1), 98\u2013104. https:\/\/doi.org\/10.1037\/0021-9010.78.1.98<\/a><\/p>\n Deuer, E. (2006). Ausbildungsabbr\u00fcche vermeiden: Leitfaden zur Fr\u00fcherkennung und Intervention<\/em>. Bertelsmann Verlag.<\/p>\n Deuer, E., & Tr\u00e4ger, H. (2015). Praxisphasen im dualen Studium: Gestaltung, Betreuung und Kompetenzerwerb. Duale Hochschule Baden-W\u00fcrttemberg Berichte<\/em>, 3, 1\u201345.<\/p>\n Deuer, E., & Wild, S. (2017). Die Messung der Abbruchneigung im Rahmen der ersten Erhebungswelle des DHBW-Studierendenpanels \u2013 Begr\u00fcndung und Entwicklung eines Instruments zur Fr\u00fcherkennung von Studienabbr\u00fcchen<\/em> (Forschungsbericht 2\/2017). Duale Hochschule Baden-W\u00fcrttemberg. https:\/\/www.dhbw.de\/<\/a><\/p>\n Deuer, E., & Wild, S. (2018). Validierung eines Instruments zur Erfassung der Studienabbruchneigung bei dual Studierenden<\/em> (Forschungsbericht 4\/2018). Duale Hochschule Baden-W\u00fcrttemberg. https:\/\/www.dhbw.de\/<\/a><\/p>\n Deuer, E., Wild, S., Sch\u00e4fer-Walkmann, S., Heide, M., & Walkmann, R. (2017). Studienverlauf \u2013 Weichenstellungen, Erfolgskriterien und H\u00fcrden im Verlauf des Studiums an der DHBW<\/em> (Forschungsbericht 1\/2017). Duale Hochschule Baden-W\u00fcrttemberg.<\/p>\n Diekmann, A. (2017). Empirische Sozialforschung: Grundlagen, Methoden, Anwendungen<\/em> (20. Aufl.). Rowohlt.<\/p>\n D\u00f6ring, N., & Bortz, J. (2015). Forschungsmethoden und Evaluation in den Sozial- und Humanwissenschaften<\/em> (5. Aufl.). Springer. https:\/\/doi.org\/10.1007\/978-3-642-41089-5<\/a><\/p>\n Fischer, J. A. V., & Sousa-Poza, A. (2009). Does job satisfaction improve the health of workers? New evidence using panel data and objective measures of health. Health Economics<\/em>, 18(1), 71\u201389. https:\/\/doi.org\/10.1002\/hec.1346<\/a><\/p>\n Foote, D. A., & Tang, T. L. P. (2008). Job satisfaction and organizational citizenship behavior (OCB): Does team commitment make a difference in self-directed teams? Management Decision<\/em>, 46(6), 933\u2013947. https:\/\/doi.org\/10.1108\/00251740810882680<\/a><\/p>\n Georg, W. (2008). Individuelle und institutionelle Faktoren des Studienabbruchs an Universit\u00e4ten und Fachhochschulen: Eine Mehrebenenanalyse. Zeitschrift f\u00fcr Soziologie<\/em>, 37(1), 44\u201361. https:\/\/doi.org\/10.1515\/zfsoz-2008-0103<\/a><\/p>\n Haarhaus, B. (2015). Arbeitszufriedenheit: Entwicklung und Validierung eines multidimensionalen Modells<\/em>. Springer Gabler. https:\/\/doi.org\/10.1007\/978-3-658-09798-1<\/a><\/p>\n Harsanyi, J. C. (1976). Essays on ethics, social behavior, and scientific explanation<\/em>. Reidel. https:\/\/doi.org\/10.1007\/978-94-010-1558-5<\/a><\/p>\n Heublein, U., & Schmelzer, R. (2018). Die Entwicklung der Studienabbruchquoten an den deutschen Hochschulen: Berechnungen auf Basis des Absolventenjahrgangs 2016<\/em> (DZHW Brief 04\/2018). Deutsches Zentrum f\u00fcr Hochschul- und Wissenschaftsforschung.<\/p>\n Heublein, U., & Wolter, A. (2011). Studienabbruch in Deutschland: Definition, H\u00e4ufigkeit, Ursachen und integrationspolitische Relevanz. Zeitschrift f\u00fcr P\u00e4dagogik<\/em>, 57(2), 214\u2013236.<\/p>\n Judge, T. A., Thoresen, C. J., Bono, J. E., & Patton, G. K. (2001). The job satisfaction-job performance relationship: A qualitative and quantitative review. Psychological Bulletin<\/em>, 127(3), 376\u2013407. https:\/\/doi.org\/10.1037\/0033-2909.127.3.376<\/a><\/p>\n Lienert, G. A., & Raatz, U. (1998). Testaufbau und Testanalyse<\/em> (6. Aufl.). Beltz.<\/p>\n Muth\u00e9n, L. K., & Muth\u00e9n, B. O. (2012). Mplus User\u2019s Guide<\/em> (7th ed.). Muth\u00e9n & Muth\u00e9n.<\/p>\n Olson, M. (1968). The logic of collective action: Public goods and the theory of groups<\/em>. Harvard University Press.<\/p>\n Patterson, M., Warr, P., & West, M. (2004). Organizational climate and company productivity: The role of employee affect and employee level. Journal of Occupational and Organizational Psychology<\/em>, 77(2), 193\u2013216. https:\/\/doi.org\/10.1348\/096317904774208162<\/a><\/p>\n Raykov, T. (1997). Estimation of composite reliability for congeneric measures. Applied Psychological Measurement<\/em>, 21(2), 173\u2013184. https:\/\/doi.org\/10.1177\/01466216970212006<\/a><\/p>\n Tinto, V. (1975). Dropout from higher education: A theoretical synthesis of recent research. Review of Educational Research<\/em>, 45(1), 89\u2013125. https:\/\/doi.org\/10.3102\/00346543045001089<\/a><\/p>\n Westermann, R., & Heise, E. (2018). Arbeitszufriedenheit und Studienzufriedenheit: Konzepte, Befunde und Perspektiven. Zeitschrift f\u00fcr P\u00e4dagogische Psychologie<\/em>, 32(1-2), 15\u201328. https:\/\/doi.org\/10.1024\/1010-0652\/a000213<\/a><\/p>\n Wright, T. A., & Bonett, D. G. (2007). Job satisfaction and psychological well-being as nonadditive predictors of employee turnover. Journal of Management<\/em>, 33(2), 141\u2013160. https:\/\/doi.org\/10.1177\/0149206306297582<\/a><\/p>\n Ybema, J. F., Smulders, P. G. W., & Bongers, P. M. (2010). Antecedents and consequences of employee absenteeism: A longitudinal perspective on the role of job satisfaction and work engagement. European Journal of Work and Organizational Psychology<\/em>, 19(4), 477\u2013508. https:\/\/doi.org\/10.1080\/13594320903115917<\/a><\/p>\n Zhou, X. H., Obuchowski, N. A., & McClish, D. K. (2011). Statistical methods in diagnostic medicine<\/em> (2nd ed.). John Wiley & Sons. https:\/\/doi.org\/10.1002\/9780470906385<\/a><\/p>\n Response scale (Vierstufiges Antwortformat):<\/strong><\/p>\n (Es wurde keine zus\u00e4tzliche Antwortm\u00f6glichkeit angeboten.)<\/em><\/p>\n Subscale 1: studiengangsbezogene Abbruchneigung (Items 1, 3, 5, 7)<\/strong>2. Mots-cl\u00e9s \/ Keywords<\/h2>\n
3. Auteurs \/ Authors<\/h2>\n
\n
4. Objectif \/ Purpose<\/h2>\n
5. Construit psychologique \/ Construct<\/h2>\n
1. La propension \u00e0 l’abandon li\u00e9e au cursus acad\u00e9mique (studiengangsbezogene Abbruchneigung)<\/h3>\n
\n
2. La propension \u00e0 l’abandon li\u00e9e au lieu de formation \/ milieu pratique (ausbildungsst\u00e4ttenbezogene Abbruchneigung)<\/h3>\n
\n
6. Cadre th\u00e9orique \/ Theoretical Framework<\/h2>\n
1. Les mod\u00e8les interactionnistes de l’int\u00e9gration \u00e9tudiante<\/h3>\n
2. La th\u00e9orie du choix rationnel (Rational Choice Theory)<\/h3>\n
3. Les paradigmes de la psychologie du travail et de la satisfaction organisationnelle<\/h3>\n
7. Validit\u00e9 \/ Validity<\/h2>\n
Validit\u00e9 de contenu et validit\u00e9 faciale<\/h3>\n
Validit\u00e9 factorielle et structurelle<\/h3>\n
Validit\u00e9 pr\u00e9dictive (pronostique) longitudinale<\/h3>\n
\n
8. Fid\u00e9lit\u00e9 \/ Reliability<\/h2>\n
\n
\n
\n
9. Analyse factorielle \/ Factor Analysis<\/h2>\n
Analyse en composantes principales (AFE)<\/h3>\n
Analyse factorielle confirmatoire (AFC)<\/h3>\n
\n
10. Instrument de mesure \/ Instrument<\/h2>\n
\n
\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
13. Questions et items du questionnaire \/ Scale Items<\/h2>\n
\n
\n Subscale 2: ausbildungsst\u00e4ttenbezogene Abbruchneigung (Items 2, 4, 6, 8)<\/strong><\/p>\n\n