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LES DÉTERMINANTS DE L’ATTRACTIVITÉ FACE
À UNE DÉMARCHE DE CONSEIL EN ORIENTATION

Jean-Luc BERNAUD et Angélique BIDEAULT
Université de Rouen, France


auteur

résumé/abstract

Quels facteurs expliquent l’attractivité d’une consultation d’orientation ? Cette recherche différentielle et expérimentale analyse les intentions de consultation d’étudiant(e)s suite à la présentation d’une brochure présentant les services fictifs d’un centre d’orientation professionnelle. L’expérience 1) fait varier le niveau de reconnaissance institutionnelle du centre et la participation financière à la consultation et 2) étudie le rôle de variables différentielles ayant par hypothèse un effet au niveau de l’intention de consulter. L’analyse des données montre que la non-gratuité est dissuasive et que la reconnaissance du centre incite à consulter. Le besoin de réorientation ou de spécialisation et l’attitude face au conseil augmentent l’attractivité. La discussion porte sur l’anticipation dans la décision de consultation.

contenu

Introduction

Modèle et hypothèses

Méthode
Sujets
Instruments
Application du protocole

Résultats

Discussion


Introduction

Au cours de leur cursus universitaire, les étudiants sont régulièrement confrontés à des besoins d’accompagnement en orientation professionnelle. Ces besoins s’expliquent de diverses manières : choix d’une formation professionnalisante suite à un cursus général, échec dans la préparation d’un diplôme ou d’un concours, difficultés sociales, psychologiques ou financières. Or la complexité et la diversité des filières de formation ne rendent pas la prise de décision aisée, surtout lorsque la question se pose consécutivement au renoncement d’un cursus d’études.

En France, différentes formules de « guidance » sont proposées pour répondre aux besoins des étudiants. Les Services Universitaires d’Information et d’Orientation (SUIO) et quelques centres privés proposent des prestations qui s’appuient sur des entretiens individuels, des travaux dirigés, des séminaires collectifs ou des bilans d’orientation individualisés. Les formes d’accompagnement ont fait l’objet de tentatives de structuration (Gilles, Saulnier-Cazals, Vuillermet-Cortot, 1994), néanmoins il n’existe pas d’observatoire national des pratiques présentant les prestations proposées et examinant leurs effets. Ces services sont diversement utilisés par les étudiants, alors que potentiellement les besoins sont importants. Or on sait aujourd’hui relativement peu de choses quant aux motifs qui poussent un étudiant qui en éprouve le besoin à consulter un centre d’orientation.. La recherche présentée ci-après se donne donc pour objectif de fournir quelques pistes relatives aux déterminants de l’entrée en consultation d’orientation.

Modèle et hypothèses

On peut, dans le contexte précédemment décrit, supposer qu’interviennent des facteurs relatifs à la représentation que se font les étudiants des services et les préférences qu’ils élaborent vis-à-vis des formes d’accompagnement en orientation (Bernaud et Caron, 2003 ; Shivy et Koehly, 2002). Néanmoins les publications scientifiques sont rares en ce qui concerne l’engagement dans une démarche de conseil en orientation, ce sujet étant d’un intérêt récent (Rochlen, Mohr et Hargrove, 1999). Les travaux sont toutefois plus conséquents dans le domaine de la relation d’aide (ou « counseling ») qui inclut le conseil en orientation (« career counseling »). Par exemple, la relation entre l’identité de genre et la demande de consultation est un thème relativement bien documenté (Good, Dell et Mintz, 1989 ; Roberston et Fitzgerald, 1992 ; Rochlen et O’Brien, 2002 ; Addis et Mahalik, 2003). Ainsi, il apparaît que les personnes développant une identité masculine sont généralement moins enclines à consulter, ce qui se traduit à la fois par une attitude plus modérée vis-à-vis de la relation d’aide et un engagement effectif moins fréquent. Ce phénomène trouve une explication dans le processus de socialisation des hommes : pour ces derniers, la recherche de soutien social serait associée, dans les représentations communes, à un signe de faiblesse et de vulnérabilité, ce qui est peu compatible avec le schéma de masculinité.

Sur un plan plus général, Turner et Quinn (1999) se sont intéressés à la perception de l’utilité des services psychologiques chez des étudiants d’une Université américaine. La position de ces derniers est pour le moins paradoxale : si une écrasante majorité (plus de 90%) s’accorde à penser que la psychologie est utile pour maintenir un « bon état de santé », seulement 55% considèrent qu’il faut rencontrer un professionnel en cas de confrontation à un problème non soluble par soi-même. Le sentiment de la plupart des sujets est que la consultation est requise en cas de difficulté grave ou vitale (troubles mentaux, idéations suicidaires), alors que les problèmes transitoires ou modérés (stress, difficultés de type scolaire) ne le nécessitent pas vraiment (un étudiant sur trois seulement jugeant alors qu’il est nécessaire de consulter).

Kushner et Sher (1991) ont réalisé une revue de questions sur les freins à la consultation psychologique. Ils citent, aux États-Unis, des besoins de consultation de l’ordre de 15% alors que seuls 3% franchissent la porte d’un spécialiste. Pour expliquer ce décalage, les auteurs proposent un inventaire des facteurs ayant une incidence. Les facteurs liés au contexte sont principalement l’accessibilité aux services (notamment, le coût des prestations), la disponibilité des intéressés, ainsi que l’influence de l’entourage, qui peut modifier la décision de consultation. Parmi les facteurs psychologiques facilitateurs figure l’intensité des symptômes, alors qu’au niveau inhibiteur différentes craintes auraient une incidence (crainte de se trouver dans une situation gênante, crainte de changement, crainte liée aux stéréotypes des structures de soin, etc.). Par ailleurs des variables sociologiques peuvent jouer un rôle supplémentaire (par exemple, le contact avec des conseillers adultes est plus difficile à l’adolescence).

Il nous a semblé intéressant d’étudier en quoi certains des facteurs mentionnés précédemment – ainsi que d’autres - pouvaient influencer l’attractivité d’une prestation d’orientation ainsi que la décision d’engagement qui en résulte. Pour pouvoir étudier expérimentalement les facteurs qui ont une incidence, le paradigme de la brochure, utilisé dans des recherches sur le counseling et/ou le counseling d’orientation – paraît pertinent. Il consiste à présenter aux sujets une brochure de prestations fictives de services, puis à évaluer les conduites que les sujets adoptent à l’issue de la présentation. Ce paradigme possède le double avantage de permettre une manipulation expérimentale et de mettre les sujets dans une situation relativement proche de situations sociales réelles, augmentant ainsi la validité écologique des résultats. Il a notamment permis de montrer le rôle de la durée de consultation (Uffelman et Hardin, 2002) et l’influence de l’identité de genre (Rochlen, Blazina et Raghunathan, 2002). Nous l’aborderons ici dans une perspective générale et différentielle, en étudiant conjointement le rôle de facteurs individuels susceptibles d’avoir une incidence.

Hypothèses

La recherche s’appuie sur un modèle multidimensionnel pour rendre compte de l’engagement dans une consultation d’orientation. A partir de l’examen de la littérature, nous avons retenu deux variables situationnelles et cinq variables différentielles pouvant avoir un impact sur l’attractivité de la consultation.

H1 : L’effet de la reconnaissance institutionnelle du centre de consultation. On suppose que la reconnaissance joue à la fois sur le sentiment de sécurité et sur la perception de la qualité des pratiques. Cette variable est proche de la « réputation » d’une institution qui semble avoir un impact sur l’engagement en consultation (Kushner et Sher, 1991). Nous avons donc fait varier sur la première page de la brochure décrite ci-après la présence de la mention « labellisé en 2003 par le conseil régional de Normandie et le ministère de l’éducation nationale » (présence ou absence). Le label est fictif mais devait, par une double reconnaissance de représentants de l’État, activer une représentation de « légitimité » de l’institution. Nous supposons que les centres présentés comme labellisés seront plus attractifs.

H2 : L’effet de la tarification des prestations du centre. Le coût est un des facteurs déterminants de l’accessibilité des services (Kushner et Sher, 1991). Si en France, les services publics d’orientation sont gratuits, dans d’autres pays francophones (comme le Canada ou la Suisse) certains centres demandent une participation financière aux étudiants. Nous avons également fait varier sur la plaquette les conditions tarifaires en proposant une modalité gratuite (présentée explicitement comme telle) et une modalité payante (facturée à 150 Euros la prestation de 4 demi-journées). Nous supposons que les prestations payantes joueront un rôle inhibiteur de l’engagement, car l’idée de financer individuellement les consultations d’orientation n’est pas répandue dans la culture française.

H3 : Les composantes de l’indécision vocationnelle. Les recherches sur l’indécision sont abondantes, y compris en langue française (Dosnon, 1996). Cette variable peut être considérée comme l’équivalent du facteur de souffrance psychologique en psychothérapie : elles renvoient toutes deux au sujet confronté à un état inconfortable. Nous nous sommes appuyés sur un modèle des composantes de l’indécision proposé par Chartrand, Robbins, Morrill et Boggs (1990) et supposons qu’un niveau élevé d’indécision augmentera le recours à la consultation d’orientation.

H4 : La proximité d’une décision d’orientation. Il s’agit ici de prendre en compte les facteurs de contexte auxquels les étudiants sont confrontés. La plupart des étudiants sont engagés dans une filière spécialisée, les questions liées à l’orientation sont donc naturellement moins cruciales que chez les lycéens. Nous supposons que deux cas peuvent se poser : la confrontation au choix d’une spécialité dans le cursus et la confrontation à une réorientation. Nous supposons que ces confrontations augmenteront l’attractivité vis-à-vis des consultations d’orientation.

H5 : la dissimulance (ou « self-concealment »). Cette variable a été développée par Larson et Chastain (1990) qui la définissent comme « une prédisposition à dissimuler activement aux autres des informations personnelles qui sont perçues comme douloureuses ou négatives ». Cette variable traduit la crainte que le sujet ressent de partager son intimité avec un tiers ; les personnalités dissimulantes ont été décrites par Kelly et Achter (1995) comme des personnalités « énigmatiques » : elles sont plus disposées que la moyenne à rencontrer un conseiller ou un thérapeute, mais ont une opinion moins favorable de la relation d’aide. Un modèle explicatif général de type structural du lien entre dissimulance et engagement dans une relation d’aide a été proposé par Cramer (1999). Nous supposons ici que les personnalités dissimulantes, confrontées à des problèmes d’expression de leurs difficultés d’orientation, seront plus attirées par l’idée d’une consultation d’orientation.

H6 : le niveau de disponibilité des sujets. La disponibilité temporelle et matérielle devrait jouer le rôle de pré-requis pour que la consultation d’orientation ait lieu. Nous examinerons les possibilités que les sujets énonceront en terme de possibilité d’accès au centre d’orientation compte tenu de leur emploi du temps et des horaires d’ouverture annoncés (9h-18h du lundi au vendredi, 9h-12h le samedi matin).

H7 : l’attitude vis-à-vis du conseil en orientation. Les sujets étudiants ont généralement eu l’occasion de se confronter à des démarches de conseil en orientation lors des années lycéennes. Ceci leur a permis de se forger une représentation de l’utilité du conseil et de développer des attitudes générales face au conseil en orientation. Nous supposons qu’une attitude préalable positive incitera davantage à entrer en consultation.

Méthode

Sujets

80 étudiant(e)s de différentes filières universitaires de l’Université de Rouen composent l’échantillon. Il y a autant d’hommes que de femmes et la moyenne d’âge est de 21.6 ans. Les sujets proviennent de différents cycles universitaires : 1er cycle (55.1%), 2ème cycle (42.5%) et 3ème cycle (2.5%). Plusieurs spécialités sont représentées. Nous avons volontairement écarté les étudiants en psychologie, sociologie et sciences de l’éducation qui sont familiers avec la problématique de l’expérimentation en sciences humaines. L’échantillon est finalement composé d’étudiants de la filière histoire et géographie (23.8 %), sciences (25.0 %), lettres (25.0 %) et juridique/économique (26.3 %). Les filières sont représentées de façon équitable dans les différentes conditions expérimentales (voir tableau I).

Tableau I : Répartition des sujets selon les conditions expérimentales
(effectif et pourcentage dans chaque condition expérimentale)

 

Conditions expérimentales

Filières
Service gratuit, reconnaissance institutionnelle
Service payant, reconnaissance institutionnelle
Service gratuit, pas de reconnaissance institutionnelle
Service payant, pas de reconnaissance institutionnelle
Histoire-géographie

4 (20%)

4 (20%)

5 (25%)

6 (30%)

Sciences

4 (20%)

5 (25%)

6 (30%)

5 (25%)

Lettres

4 (20%)

4 (20%)

6 (30%)

6 (30%)

Droit/économie

8 (40%)

7 (35%)

3 (15%)

3 (15%)

Instruments

Les instruments se composent de deux ensembles : la brochure construite pour l’expérience et cinq séries de mesures. Pour ces dernières, un seul mode de réponse a été adopté : une échelle d’approbation unique en cinq niveaux (de « pas du tout d’accord » à « tout à fait d’accord »).

- La brochure de présentation d’une prestation fictive de consultation d’orientation
Pour éviter les interférences avec des institutions existantes, nous avons préféré présenter un centre se situant en dehors de l’Université. Les services d’un centre fictif ont donc été représentés sur une brochure de quatre pages (format 1/2 A4). Quelques éléments ont été intégrés afin d’accroître la crédibilité de la présentation : logo spécifique, coordonnées du centre, site Internet, chiffrage du nombre de consultations, témoignages de consultants, présentation en couleur, heures d’ouverture. La brochure contient en outre comme information des indications sur les prestations proposées (nature des phases, objectifs, moyens mis à disposition, durée). Nous avons choisi de présenter une formule de consultation spécifique, le bilan d’orientation, d’une durée de 10 heures en quatre demi-journées, de façon à proposer une prestation suffisamment consistante et attractive pour les personnes. La démarche a été formalisée pour s’apparenter à un bilan de compétences simplifié, visant l’aide au projet professionnel du consultant, comportant plusieurs tests, des entretiens et une aide à la recherche documentaire. Quatre brochures différentes, signalées par un code discret, ont été élaborées pour correspondre aux conditions expérimentales : reconnaissance institutionnelle du centre (présence ou absence) et participation financière à la consultation (effective ou non). Vingt sujets entraient dans la composition de chaque condition expérimentale.

- L’inventaire CFI (Career Factor Inventory) de Chartrand, Robbins, Morrill et Boggs (1990) a été utilisé pour mesurer les composantes de l’indécision vocationnelle. Il comporte 21 questions et mesure quatre dimensions. L’anxiété (An) face au choix d’orientation mesure le niveau d’appréhension du sujet confronté à une décision d’orientation, l’indécision généralisée (Ig) est l’opposé de la compétence à prendre des décisions d’orientation, le besoin d’information professionnelle (Bp) indique les besoins, pour la personne, d’acquérir des informations sur le monde professionnel et le besoin d’information sur soi (Bs) est défini comme le besoin d’acquérir des données sur ses capacités et sa personnalité. Dans la version américaine, la fidélité test-retest des échelles est comprise entre .76 et .84 et la consistance interne, mesurée par le coefficient alpha de Cronbach, est comprise entre .73 et .86 (échelle globale .87). Une adaptation française menée par Bernaud et Caron (2003) a montré un coefficient alpha global comparable de .83. L’adéquation des données au modèle en 4 facteurs préconisé par les auteurs a été vérifié dans la version d’origine et dans la version adaptée à l’aide du modèle LISREL (GFI ou Goodness of Fit Index =.88 dans la version française et compris entre .91 et .94 dans la version américaine).

- La confrontation à une décision d’orientation a été mesurée par deux items, construits sur mesure pour l’expérience : « je dois dans le courant de l’année me réorienter vers une autre filière » (besoin de réorientation) et « je dois dans le courant de l’année choisir une spécialité dans ma filière » (besoin de spécialisation).

- L’échelle SCS (self-concealment scale) a été traduite et adaptée pour mesurer la dissimulance. Cette échelle est composée de 10 items: comme le fait de garder pour soi des informations (« il y a beaucoup de choses me concernant que je ne dis à personne »), le fait de posséder un secret douloureux à évoquer (« j’ai vis-à-vis de moi-même des opinions négatives que je n’ai jamais partagées avec quiconque ») et l’appréhension à l’idée de partager ces informations (« si je communiquais tous mes secrets à mes amis, ils m’apprécieraient moins »). L’échelle développée par Larson et Chastain (1990) a fait l’objet d’études psychométriques. Les auteurs l’ont testé sur un échantillon de 306 professionnels et étudiants et ont obtenu une fidélité interne (mesurée par le coefficient alpha de Cronbach) de .83 et une fidélité test-retest à un mois d’intervalle de .81. L’argument de l’unidimensionnalité est assez bien défendu par les données : une analyse factorielle confirmatoire menée par Cramer et coll. (1999) permet d’appuyer cette hypothèse.

- Le niveau de disponibilité des sujets par rapport aux propositions d’horaires et de lieu géographique du centre de consultation a été évalué à l’aide d’une échelle composée de quatre items prenant en compte les possibilités de consulter compte tenu de l’emploi du temps de l’étudiant, de son assiduité et de la possibilité d’arriver à l’heure aux rendez-vous.

- L’échelle ATCCS (attitude envers les conseillers et le conseil en orientation) a été traduite et adaptée du travail de Rochlen, Mohr et Hargrove (1999). L’échelle américaine est composée de 16 items et mesure deux dimensions (8 items chacune) : la valeur du conseil en orientation (exemple d’item : « si je devais changer de filière professionnelle, je trouverais utile de rencontrer un(e) conseiller(e) d’orientation ») et la crainte des conséquences liées au conseil (exemple d’item : « si je rencontrais un conseiller(e) en orientation, je ne voudrais pas que cela se sache »). La fidélité test-retest à trois mois est estimée à .80 pour les deux échelles et les coefficients alpha sont compris entre .80 et .90. Cette échelle dispose par ailleurs de nombreux éléments de validité convergente et discriminante (Rochlen, Mohr et Hargrove, 1999). L’adaptation française a repris les mêmes items, à l’exception de l’un d’entre eux qui a été supprimé car il présentait une médiocre corrélation item-test.

- L’attractivité générale vis-à-vis des prestations de conseil en orientation a été évaluée à partir d’une échelle composée de quatre items. Le premier traite de l’incitation à l’engagement (« Si je connaissais une personne confrontée à des difficultés d’orientation scolaire ou professionnelle, je lui conseillerais d’aller consulter dans ce centre »), le second traite de l’engagement conditionnel (Si je rencontrais des difficultés d’orientation scolaire ou professionnelle, j’irais consulter dans ce centre), le troisième traite de l’engagement ressenti (actuellement, je ressens le besoin de consulter dans ce centre d’orientation) et le dernier de aborde l’intention d’engagement effectif (je compte prendre un rendez-vous dans ce centre dans les semaines qui viennent).

Application du protocole

Les sujets ont été contactés individuellement sur leur lieu de formation. L’expérimentateur s’adressait directement à des étudiants disponibles pour leur demander de participer à une recherche, soit individuellement, soit en petit groupe de 4 sujets maximum. Les refus furent relativement rares (environ 2 %). Aucun sentiment de doute sur la véracité de la brochure ne fut spontanément exprimé. L’expérimentation ayant lieu sur les sites mêmes, l’administration du protocole était menée soit dans des salles de travail, soit dans les bibliothèques se situant dans les bâtiments universitaires. Les sujets étaient confrontés aux étapes suivantes :
1) consignes générales sur la recherche et réponses de l’expérimentateur aux questions ;
2) application des questionnaires CFI, ATCCS, SCS, besoin d’engagement ;
3) présentation de la brochure fictive en demandant aux sujets d’en prendre connaissance;
4) réponses des sujets aux questions sur la disponibilité et sur l’engagement en consultation ;
5) débriefing présentant aux sujets la recherche et ses objectifs.

Résultats

Analyses préliminaires : caractéristiques des échelles

Tableau II : Description des échelles utilisées dans le protocole

Echelles

Nombre d’items

Moyenne

Écart-type

Coefficient alpha

CFI – composantes de l’indécision

21

 

 

 

L’anxiété face au choix d’orientation (An)

4

10.10

4.22

.78

L’indécision généralisée (Ig)

7

17.70

5.31

.67

Le besoin d’information professionnelle (Bp)

6

24.35

5.16

.87

Le besoin d’information sur soi (Bs)

4

13.44

3.92

.77

         
L’échelle SCS de dissimulance

10

35.38

5.73

.81

Le niveau de disponibilité des sujets

4

16.06

4.23

.96

         
L’échelle ATCCS (attitude envers les conseillers et le conseil en orientation)

15

Valeur du conseil en orientation

7

27.87

6.46

.95

Crainte des conséquences liées au conseil

8

18.21

8.13

.86

         
L’attractivité générale vis-à-vis de la prestation de bilan d’orientation

4

9.75

4.69

.85

Les résultats observés au niveau des échelles (tableau II) montrent un pouvoir discriminant élevé et comparable à ce qui a pu être observé dans les échantillons américains pour les échelles qui ont fait l’objet d’un travail d’adaptation. Le statut de variables différentielles des échelles semble donc pleinement observé. On notera toutefois que l’échelle de « niveau de disponibilité » donne lieu à un score moyen élevé : près d’un sujet sur quatre (23.8%) affirme avoir une disponibilité totale (soit un score de 20 points), et près d’un sujet sur deux (48.7%) déclare une disponibilité élevée (soit un score supérieur ou égal à 16 points). On constate de même des scores assez élevés pour l’échelle d’évaluation de la valeur du conseil en orientation et de besoin d’information professionnelle. L’attractivité générale vis-à-vis de la prestation d’orientation est bien différenciée. Les coefficients alpha obtenus sur l’échantillon (N= 80) sont très satisfaisants : tous sauf un sont supérieurs à .70 et dans l’ensemble, compte tenu du nombre limité d’items pour chaque échelle, la fidélité interne peut être estimée comme étant élevée.

Effet des variables manipulées : reconnaissance institutionnelle du centre et participation financière à la consultation

Pour vérifier les hypothèses H1 et H2, nous avons eu recours à l’analyse de la variance à deux facteurs indépendants (ANOVA) avec un plan S < R2 * P2 > et en prenant pour variable dépendante l’attractivité générale vis-à-vis de la prestation de bilan d’orientation. Le tableau III présente les principaux résultats obtenus.

Tableau III : Effet de la reconnaissance institutionnelle et
de la participation financière à la consultation sur l’attractivité générale

Variable indépendante

Modalités des VI

Moyenne

Écart-type

Test de signification F de Snedecor

Reconnaissance institutionnelle (H1)

Présente
Absente

11.05
8.45

5.08
3.90

F = 11.30 ; P < .001

Participation financière (H2)

Tarification nulle
Tarification annoncée

12.68
6.83

3.50
3.83

F= 57.21 ; P <.001

Effet d’interaction

F = 0.51 ; N.S.

La première hypothèse (H1) est vérifiée : le fait d’annoncer la labélisation du centre a un effet positif sur son attractivité (p <.001). Ainsi les brochures présentant un label donnent lieu à un score d’attractivité plus élevé que les brochures n’en présentant pas. La différence entre les deux conditions expérimentales reste toutefois modérée (de l’ordre d’un demi écart-type). En calculant les corrélations de Spearman entre le niveau de reconnaissance et chacun des quatre items de l’échelle d’attractivité générale, on constate que ce sont les items relatifs à l’engagement personnel qui sont les plus affectés par les variations de la variable indépendante : les corrélations pour l’incitation à l’engagement et l’engagement conditionnel sont modérées et non significatives (r = .17 et .18) alors que pour l’engagement ressenti et l’intention d’engagement elles apparaissent plus élevées et significatives (r = .32 et .37, p < .01). La labélisation semble donc avoir plus d’incidence lorsque le sujet est personnellement et actuellement concerné par la prestation.

La seconde hypothèse (H2) est également plus vérifiée (p <.001), avec toutefois des différences plus manifestes, de plus d’un écart-type et demi, entre les deux conditions expérimentales. Le fait d’être confronté à une participation financière apparaît fortement dissuasif. Toutefois, au niveau de l’analyse des items, c’est le phénomène inverse du précédent qui se produit : les corrélations de Spearman sont très élevées pour l’incitation à l’engagement et l’engagement conditionnel (r = .58 et .77, p < .001), alors qu’elles sont plus modérées pour l’engagement ressenti et l’intention d’engagement (r = .33 et .40 ; p <.01). On peut expliquer ce résultat par le fait que le coût joue probablement moins comme une entrave quand la personne ressent le besoin de consulter.

On constate enfin qu’il n’existe pas d’effet d’interaction entre les deux variables (F=0.51, N.S.). Il est possible de résumer l’ensemble de ces résultats de la façon suivante : lorsque le centre est labellisé et sans tarification, 25 % se déclarent prêts à s’engager dans une consultation, 30 % y songent, 95 % se déclarent prêts à s’y rendre en cas de difficulté d’orientation et 100 % le conseilleraient à un tiers ; alors que lorsque le centre n’est pas labellisé et est payant, 0% se déclarent prêts à s’engager dans une consultation, 0% y songe, 5 % se déclarent prêts à s’y rendre en cas de difficulté d’orientation et 25% le conseilleraient à un tiers.

Effet des variables différentielles


Pour étudier le rôle des variables différentielles et évaluer les hypothèses H3, H4, H5, H6 et H7, nous avons appliqué le modèle de la régression linéaire multiple avec l’option séquentielle (ou « pas à pas »), afin d’examiner la part propre de chaque variable dans l’explication de l’attractivité. Les variables différentielles ont eu dans ce modèle le statut de variables explicatives alors que la variable dépendante était l’attractivité générale vis-à-vis de la prestation de bilan d’orientation. L’analyse a permis de retenir 4 variables différentielles dans l’explication (voir tableau IV).

Tableau IV : Résultats des analyses de régression linéaire multiple

Étapes

Variables

ß

R2

R2

1

Besoin de réorientation

.366

.13

.13

2

Attitude face au conseil en orientation

.288

.22

.09

3

Besoin de spécialisation

.280

.29

.07

4

Besoin d’information sur soi

-.231

.33

.04

N.B. Le coefficient ß est le coefficient standardisé, R2 est la part de variance expliquée, R2 l’accroissement significatif d’une étape à l’autre

Le modèle aboutit, avec une corrélation multiple de .58, à une explication globale de l’attractivité de l’ordre d’un tiers de la variance, ce qui peut être considéré comme assez considérable. L’hypothèse H4 est la plus amplement vérifiée. Le fait d’être confronté à un contexte qui nécessite une réorientation ou une spécialisation augmente l’attractivité de la prestation. La corrélation (Bravais-Pearson) entre besoin de réorientation et l’attractivité est de .37, celle entre besoin de spécialisation et attractivité est de .31. Ces deux variables expliquent à elles seules 16% de la variance (la corrélation multiple étant égale à .43).

L’hypothèse H7 est également vérifiée. L’attitude face au conseil en orientation procède à un accroissement significatif de l’explication (+ 9%) et la corrélation Bravais-Pearson entre cette attitude et l’attractivité est de .34. De la même manière avec un coefficient Bravais-Pearson de -.27, la deuxième sous-échelle explique également l’attractivité, mais cette variable n’apparaît pas dans le tableau final de régression car elle n’apporte pas une part significative supplémentaire dans l’explication de l’attractivité. Les attitudes vis-à-vis des professionnels de l’orientation et la crainte des conséquences jouent donc un rôle dans l’attractivité d’une prestation de conseil.

L’hypothèse H3 n’est pas vérifiée. Aucune des variables de l’inventaire CFI ne présente de corrélation Bravais-Pearson significative. Le besoin d’information sur soi entre bien dans la composition du modèle de régression, mais sa part est modeste (4% de variance supplémentaire expliquée) et il se situe à l’inverse de ce qui était préconisé dans les hypothèses.

L’hypothèse H5 n’est pas non plus vérifiée. La corrélation entre dissimulance et attractivité de la prestation est quasiment nulle (-.07). Il est possible que cette variable traite un processus plus général, d’un intérêt certain dans une démarche thérapeutique, mais que des recherches devraient être conduites pour adapter cette variable au contexte d’orientation pour en étudier l’effet.

Enfin, l’hypothèse H6 n’est pas vérifiée. Le niveau de disponibilité est corrélé modestement et de façon non-significative à l’attractivité de la prestation (.10). Ce phénomène pourrait s’expliquer par le fait que les étudiants universitaires sont relativement disponibles (cf. les commentaires sur les caractéristiques des échelles), mais cette variable garde peut-être son intérêt pour d’autres populations.

Discussion

Cette recherche avait pour objectif de modéliser les causes de l’attractivité pour une prestation de conseil en orientation chez des étudiants. Il s’agissait de comprendre quels facteurs liés à la nature de la prestation et aux caractéristiques de sujets sont susceptibles d’expliquer pourquoi ceux-ci s’engagent ou souhaitent s’engager (pour eux-mêmes ou pour un proche) dans une consultation. Comme il existe peu de recherches sur le sujet, nous avons étudié un certain nombre de variables pouvant avoir par hypothèse une incidence, en nous appuyant sur le paradigme de la brochure, dans le cadre d’une perspective générale et différentielle.

Les résultats montrent que des raisons individuelles de type conjoncturelles poussent principalement à la consultation, écartant des explications plus « psychologiques ». C’est le besoin actuel du sujet, confronté à la nécessité de prendre une décision, qui augmente l’attractivité et suscite l’engagement dans une consultation. Les sujets ont donc tendance à raisonner non par anticipation, mais en réponse à la nécessité de dénouer un problème contemporain. Leur état d’indécision, la crainte de partager leur intimité et leur niveau de disponibilité ne semblent pas jouer de rôle dans leur décision de consulter. Pour que la consultation ait lieu, il faut néanmoins remplir d’autres conditions : le coût de la consultation est puissamment inhibiteur et la labélisation du centre, lui conférant une certaine réputation, encourage modérément à consulter.

La question du coût de la prestation mériterait une interprétation élargie. On peut comprendre que les étudiants universitaires, qui pour un bon nombre disposent de moyens modestes, accueillent tièdement l’idée d’une consultation payante. Il serait intéressant, dans des recherches futures, de prévoir une modalité supplémentaire – de paiement symbolique pour frais de dossier à quelques euros et de prendre en compte le niveau de ressources de la famille – pour étudier si c’est le coût en lui-même qui pose problème ou si c’est l’engagement du sujet qui fait défaut.

Pour pouvoir interpréter les résultats, il faut les replacer dans le contexte très particulier du protocole de la brochure, qui a été choisi pour cette expérience. Il y a bien évidemment des limites – ou du moins des précautions d’usage à spécifier dans la lecture des résultats. L’interprétation vaut tout d’abord pour un public d’étudiants universitaires. Nous avons déjà souligné que les besoins d’accompagnement en orientation se posent de manière très spécifique pour ces publics qui sont déjà engagées dans une filière et qui ne peuvent se poser la question que sous l’angle d’une spécialisation ou d’une réorientation. Il serait donc intéressant de répliquer cette expérience sur d’autres publics (lycéens et adultes notamment) pour étudier leur généralisabilité. Une seconde particularité concerne le type de prestation proposée, qui s’apparente à un bilan de compétences. Cette prestation ne constitue qu’une forme d’accompagnement parmi de nombreuses autres possibles (Bernaud et Caron, 2003). Comme les formes d’assistance sont différemment préférées et perçues, il est probable que leur confrontation entraîne des engagements variés d’un sujet à l’autre.

L’analyse des résultats de cette expérience permet d’esquisser les contours de la relation particulière qu’entretiennent les étudiants universitaires avec la consultation d’orientation approfondie. Comme l’ont montré Galassi, Crace, Martin, James et Wallace (1992), les étudiants recherchent des consultations brèves, de l’ordre de trois séances. S’ils ne semblent guère prêts à s’impliquer sur le plan du temps passé en consultation, la dépense financière n’est pas perçue comme acceptable et ils recherchent prioritairement des informations directement utilisables notamment de type professionnel (Bernaud et Caron, 2003). Dans ce cadre, le recours à la consultation devient essentiellement la prise de contact avec un service des « urgences vocationnelles », lorsque l’échec est pressenti et que la personne ne sait plus comment s’en sortir. Il s’agit davantage, chez la majorité des consultants, d’une vision plus utilitariste que stratégique de la consultation d’orientation. Il est possible, sinon probable que la consultation d’orientation n'est pas perçue différemment d’un produit de consommation, acquis en fonction du besoin immédiat et ne demandant pas d’investissement personnel ou d’anticipation. Cette attitude est sans doute spécifique des publics jeunes – encore que des recherches complémentaires restent à le démontrer – et semblent quelque peu paradoxale par rapport à l’importance des enjeux de l’orientation, son impact sur la réussite académique et sur le temps passé en formation.

Or la consultation d’orientation doit aussi être pensée sous l’angle de la prévention, car le fait de se trouver dans une situation d’urgence face aux choix ne facilite pas une bonne intégration de l’information et une prise de décision objective. Le rôle de l’orientation éducative, pris au sens large, est certainement de contribuer à la gestion de l’espace temporel, à aider le jeune à acquérir une perspective temporelle, en lien avec les temps de l’orientation. On sait en effet que des conduites proactives augmentent significativement le succès subjectif et objectif de carrière (Seibert et coll. 1999).

Néanmoins, pour mieux saisir l’amplitude ces phénomènes, des recherches restent à développer. Notamment, l’étude de l’attractivité de la consultation d’orientation – dans le cadre du paradigme de la brochure – est à élargir à des composantes liées au conseiller : l’analyse de l’attractivité physique, le lien avec la distance sociale, la prise en compte des logiques discursives, constituent des pistes complémentaires que nous comptons explorer, de façon à mieux saisir les facteurs susceptibles de déclencher ou d’inhiber la demande de consultation.

auteur

Jean-Luc Bernaud est maître de conférences en psychologie différentielle à l’Université de Rouen. Ses travaux de recherche portent sur les représentations, les processus en jeu et les effets des consultations d’orientation professionnelle. Courriel : bernaud.jl@wanadoo.fr.

Jean-Luc BERNAUD, Université de Rouen – Laboratoire PRIS (Psychologie des régulations individuelles et sociales), UFR de psychologie, sociologie et sciences de l’éducation, rue Lavoisier, F-76821 MONT SAINT AIGNAN CEDEX – France - Téléphone : 02 35 14 61 15 – 06 03 28 75 66 - Fax : 02 35 14 61 04

Angélique Bideault prépare une maîtrise de psychologie du travail à l’Université de Rouen.

abstract

What factors make career counseling appealing ? This differential and experimental research analyses student intentions to seek career counseling after having been presented with a catalog containing fictitious services of a professional career orientation center. The experiment varies the level of institutional recognition towards a particular center as well as the financial fees required for a consultation. It also studies the role of variables that hypothetically have an effect on the intensity of the drive to seek consultation. Analyses of the results show that career-counseling services are dissuasive when fees must be paid and that a center’s recognition encourages consultation. Other elements which enhance appeal are the need for reorientation or specialization, and the preexisting attitude facing career counseling. The implications for research, time management and counseling are also discussed.

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