III.2. PRESENTATION DES RESULTATS DE L'ESTIMATION
Cette section portera sur : l'ajustement et la
significativité sur l'ensemble de modèle, la mesure de
l'indépendance entre les variables par le test de chi-deux, et enfin la
présentation des coefficients des paramètres estimés par
la régression logistique multinomiale.
Signalons en plus que, la variable à prédire
pour nous était la performance socio-économique que nous avions
mesurée et substituée par l'atteinte des objectifs
spécifiques sur le plan social, et économique par la Caritas
développement-Uvira. La catégorie de référence
telle qu'il est exigé par la méthodologie choisie était
l'atteinte des objectifs spécifiques sur deux plans, que les traitements
avaient retirés après les analyses.
51
Tableau no8 : Information sur l'ajustement et la
significativité sur l'ensemble du modèle
|
Model FittingCriteria
|
Likelihood Ratio Tests
|
Pseudo R-Square
|
|
Model
|
-2 Log Likelihood
|
Chi- Square
|
df
|
Sig.
|
Cox and Snell
|
,622
|
|
InterceptOnly
|
50,564
|
|
Nagelkerke
|
,751
|
|
Final
|
20,396
|
30,168
|
14
|
,007
|
McFadden
|
,551
|
Source : Nos analyses avec SPSS 20.
Ce tableau est présenté pour juger la
qualité de l'ajustement, et de la significativité globale du
modèle. En regardant la valeur estimée du ratio de vraisemblance,
qui est la différence entre le modèle avec constante et le
modèle final, on trouve que la valeur de chi-deux égal à
30,168, et donc 50,564-20,396. Au degré de liberté égal
à 14, le ratio de vraisemblance est significatif au seuil de5%, car
0,007 est inférieure à 0,05 ; ce qui nous pousse à dire
qu'au moins un coefficient du modèle n'est pas égal à
zéro et par conséquent, le modèle composé des
variables explicatives ou le modèle ajusté est significativement
meilleur que le modèle seulement avec constante.
En outre, pour parler de la validation du modèle, la
méthodologie choisie recommande d'utiliser le pseudo-R2 ou le
faux-R2 de McFadden (1973). Nous constatons que le modèle est
statistiquement significatif, et explique la performance
socio-économique dont il est question dans ce travail à 55,1% ;
car la valeur observée de McFadden est située entre]0,1[, tel
qu'il est exigé par la littérature de la méthodologie.
52
Tableau no9 : Mesure de significativité
et de l'indépendance entre variables par le test de
chi-carré.
|
Likelihood Ratio Tests
|
|
Effect
|
Model FittingCriteria
|
Likelihood Ratio Tests
|
|
-2 Log Likelihood of
Reduced Model
|
Chi-
Square
|
df
|
Sig.
|
|
Intercept
|
20,396a
|
,000
|
0
|
.
|
|
NivétudSécondaire
|
23,714
|
3,318
|
2
|
,190
|
|
Ascendante
|
29,871
|
9,476
|
2
|
,009
|
|
Transversale
|
25,736
|
5,340
|
2
|
,069
|
|
Satisfait
|
28,436
|
8,040
|
2
|
,018
|
|
Temps prévu
|
30,069
|
9,673
|
2
|
,008
|
|
Motivationnelle
|
28,055
|
7,659
|
2
|
,022
|
|
Opérationnelle
|
28,782
|
8,386
|
2
|
,015
|
Source : Nos analyses avec SPSS 20.
Dans le souci de regarder la significativité des
variables explicatives sur la construction du modèle, nous osons dire
que seules le niveau d'étude secondaire et la forme de communication
transversale qui ne contribuent pas à la construction et à la
significativité du modèle au seuil de 0,05 ; car leurs sigma
(respectivement 0,190 et 0,069), sont supérieures au dit seuil.
Pour tester l'indépendance des variables dans un
tableau en comparant la distribution observée sur l'échantillon
à une distribution théorique qui correspond à
l'hypothèse que l'on veut tester, M. Carricano et F. Poujol(2009)
exigent de considérer deux hypothèses de chi-carré
ordinaire ; celle qui prédit qu'il n'y a pas de relations entre deux
variables (hypothèse nulle), et celle qui dit qu'il y a une relation
entre les variables (hypothèse alternative).
Après la lecture du tableau, nous avons en premier
lieu, retenu l'hypothèse nulle, car les variables niveau d'étude
secondaire et la forme de communication transversale ne sont pas reliées
significativement sur la variable dépendante, et donc il n'y a pas de
relation. En second lieu nous avons rejeté l'hypothèse nulle au
détriment de l'hypothèse alternative qui montre qu'il y a
l'interdépendance des autres variables, sauf les dernières
évoquées précédemment sur la variable
dépendante.
53
Tableau no10 : Coefficients des paramètres
estimés par la régression logistique multinomiale influant sur la
performance sociale.
|
1 ParameterEstimates
|
|
Atteinte d'obj. Social
|
B
|
Std. Error
|
Wald
|
df
|
Sig.
|
Exp(B)
|
|
Intercept
|
30,501
|
3,036
|
100,948
|
1
|
,000
|
|
|
Niv. étud secondaire
|
1,147
|
1,563
|
,538
|
1
|
,463
|
3,148
|
|
Ascendante
|
-5,528
|
2,446
|
5,109
|
1
|
,024
|
,004
|
|
Transversale
|
-2,817
|
1,408
|
4,004
|
1
|
,045
|
,060
|
|
Satisfait
|
2,454
|
1,503
|
2,664
|
1
|
,103
|
11,634
|
|
Temps prévu
|
-3,554
|
1,692
|
4,413
|
1
|
,036
|
,029
|
|
Motivationnelle
|
-24,119
|
1,179
|
418,286
|
1
|
,000
|
3,351E-011
|
|
Opérationnelle
|
-23,722
|
,000
|
.
|
1
|
.
|
4,987E-011
|
Source : Nos analyses avec SPSS 20.
Au regard de ce tableau, nous constatons que, deux variables
seulement influent positivement sur la performance sociale ; il s'agit du
niveau d'étude secondaire et celui de satisfaction des agents de la
Caritas développement dans le partage de l'information.
Pour mieux comprendre cette influence positive, nous allons
partir de deux idées à savoir :
- Celle de Beer et Nohria (2000), qui développent une
conception organisationnelle du changement appelée «
Théorie O », fondée sur le renforcement des
compétences et sur l'apprentissage organisationnel. Ceci veut dire que,
tout agent qui est nouvellement récrit dans une organisation est
considéré comme nul, parce qu'il ne maitrise pas la mission, les
objectifs, ainsi que les buts de l'organisation dans laquelle il est
engagé. C'est pour quoi, peu importe le niveau d'étude d'un
employé (secondaire ou universitaire), il est tenu avoir un renforcement
de capacité et une remise à niveau pour mieux répondre aux
attentes de l'organisme. Ce qui est au centre de deux intérêts :
pour l'employeur une meilleure performance de l'entreprise, et pour le
salarié, une consolidation de son professionnalisme et une meilleure
valorisation de ses compétences au travers de parcours de
carrières plus mobiles et diversifiés.
54
Eu égard à ces idées
précédentes, nous pouvons dire que les personnes les mieux
placées sur le marché du travail de demain ne seront pas celles
qui disposent des savoirs les plus poussés, mais celles qui seront
parvenues à combiner une large gamme de compétences par la
confrontation à des organisations différentes et par la
diversification de leurs expériences professionnelles.
- Celle de Kaplan et Norton (1998), qui mettent
également en exergue le lien entre la motivation des salariés, la
rentabilité des investissements intellectuels, incorporels et
immatériels de l'entreprise (capital de connaissances ou knowledge
capital), et les résultats économiques. Le terme de capital
intellectuel recouvre toutes les formes de ressources intangibles ainsi que
leur interaction et dépend donc fortement de la performance sociale
(Edvinsson et Malone, 1999).
Ceci revient à dire que l'appel à la motivation
(induite par fois par le niveau de satisfaction de l'information) des
salariés ne prend son sens que s'il s'accompagne d'une reconnaissance
par l'organisation des savoir-faire mobilisés (compétences).
L'effet naturel et à encourager que nous venons d'observer, est que les
salariés se sentent satisfaits et motivés par la façon
dont ils reçoivent l'ordre ou l'information pour exécuter une
tâche ou une action.
Par ailleurs, pour juger de la significativité des
variables exogènes sur l'atteinte de l'objectif sur le plan social ;
nous remarquons que, c'est seulement quatre variables qui sont significatives
au seuil de 0,05. Il s'agit de la forme de communication dite ascendante,
transversale, l'arrivée de l'information au temps prévu, et enfin
le type de l'information motivationnelle qui a une excellente
significativité.
Ce qui peut se modéliser de la façon suivante :
ln [P (j=1) / P (j=3)J = [fj0 + [fj1FC + [fj2AI+ [fj3DI + [fj4TI+
[fj5IPD+ [fj6MI. En remplaçant chaque paramètre
d'une composante de la variable explicative par sa valeur respective on aura :
ln [P (j=1) / P (j=3)J = 30,501+ (-5,528-2,817)FC+ (-3,554)DI +
(-24,119)TI = 30,501-8,345FC - 3, 554DI - 24,119TI.
La valeur de la constante 30,501, traduit l'atteinte de
l'objectif sur le plan social qui n'est pas expliquée par la
communication interne, mais qui est significative au modèle. D'où
c'est une performance sociale autonome.
55
En plus, en nous référant à P-E.
Suter(2011), qui a définit la performance sociale comme étant la
résultante positive ou négative des interactions de
salariés d'une organisation, dans l'atteinte des objectifs de celle-ci ;
nous disons que les interactions qui mesurent l'atteinte de l'objectif sur le
plan social ici sont négatives, d'où la présence des
signes négatifs devant chaque variable du modèle
estimé.
En associant la communication ascendante à celle dite
transversale, nous nous permettons de dire qu'elles facilitent toutes deux aux
salariés d'exprimer les difficultés qu'ils rencontrent et de
poser les questions sur ce qu'ils ne comprennent pas ou sur le pouvoir d'une
décision ; elles établissent un dialogue entre personnel à
tous les échelons de l'entreprise ; et convergent toutes au niveau de la
hiérarchie. En particulier disons aussi que, la fréquence
d'utilisation des informations par l'entreprise devra être
appréciée en fonction du temps nécessaire entre la prise
de décision et son effectivité. Pour cela Kofman et Senge (1993),
disent que : «la vitesse à laquelle les organisations
apprennent (sous-entendu plus vite que les firmes rivales...) serait ainsi la
seule source d'avantage concurrentiel durable ».
Le courant de la théorie des ressources
popularisées par Hamel et Prahalad (1990) montre que les employés
et la façon dont ils sont gérés jouent un rôle
capital dans le succès des organisations et constituent une source
d'avantage stratégique durable. C'est pourquoi la motivation dans la
façon dont ils sont informés crée le sentiment
d'appartenance à leur entreprise et favorise un climat social
adéquat.
56
Tableau no11 : Coefficients des paramètres
estimés par la régression logistique multinomiale influant sur la
performance économique.
|
2
|
ParameterEstimates
|
|
Atteinte d'obj.
économique
|
B
|
Std. Error
|
Wald
|
df
|
Sig .
|
Exp(B)
|
|
Intercept
|
-117,757
|
51935,716
|
,000
|
1
|
,998
|
|
|
Nivétud secondaire
|
36,754
|
14233,059
|
,000
|
1
|
,998
|
9165478552667558,00
0
|
|
Ascendante
|
5,639
|
8962,779
|
,000
|
1
|
,999
|
281,221
|
|
Transversale
|
26,912
|
12617,425
|
,000
|
1
|
,998
|
487275556263,293
|
|
Satisfait
|
28,945
|
8962,402
|
,000
|
1
|
,997
|
3722262618173,262
|
|
Temps prévu
|
34,052
|
11607,465
|
,000
|
1
|
,998
|
614539202926437,200
|
|
Motivationnelle
|
-5,268
|
40364,815
|
,000
|
1
|
1,000
|
,005
|
|
Opérationnelle
|
3,460
|
40233,406
|
,000
|
1
|
1,000
|
31,819
|
Source : Nos analyses avec SPSS 20.
En observant le tableau ci-contre, nous remarquons que la
valeur de la constante est -117,757, ce qui mesure l'atteinte de l'objectif sur
le plan économique qui n'est pas influencée par l'effet de la
communication interne, ou la performance économique autonome. La
présence du signe négatif montre que la constante influe aussi
négativement au même titre que le type de communication
motivationnelle sur l'atteinte de l'objectif économique. Les autres
variables prédictives ayant un signe positif traduisent une influence
positive sur l'atteinte de l'objectif économique.
Ajoutons que la performance d'une entreprise étant
multidimensionnelle (Burlaud et al. 2004), et lie indéfectiblement la
performance sociale et la performance économique (Perroux, 1974) ; nous
remarquons en effet que, de tous ces descripteurs, il n'y a aucun qui est
significatif par rapport à l'atteinte de l'objectif sur le plan
économique. Cela semble s'expliquer par le fait traditionnel de la
performance économique qui se lit dans les résultats
présentés par le système d'information comptable et
financier, les indicateurs de compétitivité, qualité,
efficacité et efficience agrégées au solde
intermédiaire de gestion dont l'interprétation permet d'avoir un
point de vue éclairé sur la formation du résultat. En
particulier l'analyse de la performance sociale se matérialise le plus
souvent en termes de satisfaction des salariés dans le domaine social
(Savall, 1974, 1975, 1979).
57
Malgré la performance économique a longtemps
été privilégiée par les dirigeants et les
gouvernements des entreprises comme critère de la performance au
détriment de la performance sociale, (Naro, 2004) ; les
théoriciens et praticiens s'accordent désormais pour
considérer la performance sociale comme un avantage stratégique
(Price Waterhouse Coopers, 2002).
Martory (2001) montre que la performance sociale
s'apprécie à court terme selon des indicateurs
d'efficacité (atteinte des résultats) et d'efficience
(résultats/moyens), et à long terme selon la qualité des
investissements sociaux réalisés (coût historique du
recrutement, coût de remplacement pour l'effet d'apprentissage). Il
propose d'évaluer les indicateurs de la performance sociale par les cinq
composants du personnel-mix : la politique salariale et sociale, la
valorisation sociale des salariés, le climat et le comportement social,
les relations paritaires, l'image sociale interne-externe. Ces composants sont
des facteurs de la politique des ressources humaines mesurables par des
clignotants (par exemple l'absentéisme et le turn-over pour le composant
climat et comportements social).
58
|
|
