II.2.2. Analyse de l'influence de la perception de la
couverture des attentes transactionnelles et l'intériorisation du
travail / apprentissage de l'équipe de travail
L'intériorisation du travail / l'apprentissage de
l'équipe de travail, tel est le second facteur de la socialisation
organisationnelle des salariés donné par l'analyse factorielle.
Nous procédons ici à la réalisation de la
régression linéaire, c'est-à-dire au croisement du facteur
lié à la perception de la couverture des attentes
transactionnelles du contrat psychologique avec ce facteur de la socialisation
organisationnelle. Les résultats sont donnés dans le tableau
synthétique suivant :
Tableau 39: Relation entre
la couverture des attentes transactionnelles et l'intériorisation du
travail / l'apprentissage de l'équipe de travail
|
Modèle
|
Coefficients non standardisés
|
Coefficients standardisés
|
t
|
Sig.
|
|
A
|
Erreur standard
|
Bêta
|
|
(Constante)
|
1,037E-016
|
,036
|
|
,000
|
1,000
|
|
Couverture des attentes de reconnaissance dans la
non-discrimination et d'utilité de l'emploi
|
-,009
|
,036
|
-,009
|
-,245
|
,806
|
|
R = 0,009 R² = 0,000
R²-ajusté = -0,001 ddl = 1 et 751 F = 0,060
P = 0,806
|
|
Source : nos analyses
|
Le tableau que nous venons de
présenter fait ressortir que le facteur « perception de la
couverture des attentes de reconnaissance dans la non-discrimination et
d'utilité de l'emploi » n'a pas une relation significative
avec l'intériorisation du travail / l'apprentissage de l'équipe
de travail. En effet, les analyses compilées dans le tableau
précédent nous présentent une corrélation globale
de 0,009 (très faible). De plus, le R² nous montre que la
régression n'est pas de bonne qualité avec une valeur de 0,000
(aucune explication de la socialisation organisationnelle prise sur le volet
intériorisation du travail / l'apprentissage de l'équipe de
travail par la perception de la couverture des attentes de reconnaissance dans
la non-discrimination et d'utilité de l'emploi). Se
référant au test de Fisher, nous observons une valeur du F de
0,060 et une significativité de 0,806 (largement supérieure
à 0,05 pour 1 et 751 degré de liberté. On peut donc
conclure que la perception de la couverture des attentes de reconnaissance dans
la non-discrimination et d'utilité de l'emploin'a pas une influence sur
intériorisation du travail / l'apprentissage de l'équipe de
travail.
II.2.3. Analyse de l'influence de la perception de la
couverture des attentes transactionnelles et l'apprentissage du travail
L'apprentissage dans le travail est le troisième
facteur de la socialisation organisationnelle donné par l'analyse
factorielle. Ce facteur est en effet une dimension de l'apprentissage
organisationnel qui est compilée dans la littérature sur
l'apprentissage organisationnel des salariés dont la plus récente
est celle effectuée par Boukar et Guidkaya (2017). Nous procédons
ici à la réalisation de la régression linéaire
entre ce facteur de la socialisation organisationnelle des salariés et
la perception de la couverture des attentes du contrat psychologique dans la
relation d'emploi. Les résultats de cette analyse de régression
sont présentés dans le tableau synthétique
suivant :
Tableau 40: Relation entre
la couverture des attentes transactionnelles et l'apprentissage du
travail
|
Modèle
|
Coefficients non standardisés
|
Coefficients standardisés
|
t
|
Sig.
|
|
A
|
Erreur standard
|
Bêta
|
|
(Constante)
|
-4,637E-017
|
,036
|
|
,000
|
1,000
|
|
Couverture des attentes de reconnaissance dans la
non-discrimination et d'utilité de l'emploi
|
,041
|
,036
|
,041
|
1,119
|
,263
|
|
R = 0,041 R² = 0,002
R²-ajusté = 0,000 ddl = 1 et 751 F = 1,253
P = 0,263
|
|
Source : nos analyses
|
Nous pouvons constater en observant ce
tableau que la perception de la couverture des attentes transactionnelle du
contrat psychologique dans la relation d'emploin'intervient pas dans
l'explication de l'apprentissage du travail en milieu organisationnel. Les
résultats présentés sont en défaveur de la
validation de cette de cette relation. En effet, l'observation du tableau
montre un coefficient de corrélation de 0,041 (soit 04,1% seulement,
pourcentage largement inférieur à la moyenne qui est de 50%) et
un R² de 0,002 (soit 02% seulement du pouvoir de contribution à
l'explication des variations de l'apprentissage dans le travail). Ce qui est
non satisfaisant. L'observation de la valeur de du F de Fisher amplifie une
fois de plus cette constatation avec une valeur de 1,253 et une
significativité de 0,263 (non significatif pour la validation de la
relation. De plus, le t de Student dela perception de la couverture des
attentes du contrat psychologique dans la relation d'emploi (variable
explicative du modèle) a une valeur de 1,119 inférieure à
2 pour la rétention même du facteur. Toutes ces analyses, et en
particulier celles faites sur la valeur du F de Fisher, nous conduisent
à l'invalidation du lien entrela perception de la couverture des
attentes du contrat psychologique et l'apprentissage dans le travail.
|
|
