Abstract
Alors que la littérature souligne l’importance de la valeur perçue dans l’analyse du comportement du consommateur, force est de constater qu’elle ne produit pas toujours les effets escomptés sur la satisfaction. En vue d’expliquer ce constat, cet article réplique et approfondit l’analyse du rôle modérateur du cumul d’expériences du consommateur sur les liens entre la valeur perçue et la satisfaction. A cette fin, deux études (n1=1140 et n2=437) mobilisant des mesures analytiques de la valeur (générique et contingente) sont menées dans un contexte empreint à de fréquentes interactions individu*objet : le secteur audiovisuel. Le résultat principal de cette recherche souligne qu’à mesure que les expériences antérieures de consommation d’une émission TV s’accumulent, la capacité de la valeur à expliquer la satisfaction décroît alors même que les niveaux de valeur et de satisfaction vis-à-vis du programme augmentent.
Introduction
La valeur revêt un rôle essentiel en matière de satisfaction et de rétention des consommateurs (Kumar et Reinartz, 2016). Ainsi, bon nombre de praticiens, en charge notamment du management de l’expérience client, visent à maintenir leurs efforts en matière de création de valeur tout au long des interactions avec leurs clients. Toutefois, cette stratégie ne produit pas toujours les résultats escomptés en matière de satisfaction (Anderson et Mittal, 2000). Par ailleurs, la capacité de la valeur à prédire la satisfaction fluctue selon les études (Gallarza et al., 2011). Une explication peut être liée à la variation de la formation de la satisfaction selon l’expérience cumulée antérieurement par les consommateurs (Dennis et Gray, 2013 ; Ha, 2012 ; Homburg et al., 2006). Les responsables marketing doivent alors s’interroger sur l’intérêt à accorder une importance constante à la création de valeur tout au long de leurs interactions et de leurs relations avec leurs clients.
Si le caractère dynamique des effets de la valeur et de la formation de la satisfaction a été peu exploré au travers d’études longitudinales (Ha, 2012 ; Homburg et al., 2006 ; Sweeney et al., 2018), quelques recherches l’ont approché en considérant le cumul d’expériences du consommateur (Falk et al., 2010 ; Mittal et al., 2001). Toutefois, la prise en compte de cette variable soulève certaines ambiguïtés théoriques liées à son positionnement. En effet, des auteurs suggèrent son rôle d’antécédent de la valeur en démontrant que les types de valeur peuvent varier selon le degré de maîtrise et d’intensité d’une pratique (Innocent, 2017). Cependant, les standards de comparaison, en lien avec l’expérience du consommateur et pouvant intervenir lors de la formation d’un jugement de valeur, sont davantage liés à la nature de la valeur de la dernière expérience vécue plutôt qu’au nombre d’itérations du même type d’expérience (Johnson et al., 2006 ; Kumar et Reinartz, 2016 1 ). Par ailleurs, en établissant un rapprochement théorique avec la fidélité comportementale, le cumul d’expériences pourrait être positionné comme une conséquence de la valeur. Mais la fidélité comportementale se focalise sur la répétition d’expériences d’achat alors que le cumul d’expériences représente la somme des interactions personne*objet. Cet ensemble inclut les expériences d’achat ainsi que les expériences d’usage qui en découlent. De même, dans une perspective relationnelle, la fidélité ne se résume pas seulement aux achats répétés mais intègre également les notions de confiance et d’engagement (Lichtlé et Plichon, 2008). Le cumul d’expériences est donc à dissocier de la fidélité. Finalement, la plupart des travaux positionnent le cumul d’expériences comme un modérateur des effets de la valeur. Cette position se justifie par leur nature contingente, à la fois dynamique et individuelle (Falk et al., 2010 ; Mencarelli et Lombart, 2017). En accord avec cette approche dominante, cet article ne cherche pas à débattre du positionnement du cumul d’expériences mais à analyser son rôle modérateur sur les effets de la valeur.
Ce choix se justifie d’autant plus en raison de l’absence d’une vision consensuelle quant à la nature de son pouvoir de modération. En effet, pour un premier ensemble de recherches adoptant une approche holistique, l’accroissement du cumul d’expériences peut, selon les résultats, renforcer, diminuer ou ne pas affecter les effets de la valeur (Frías-Jamilena et al., 2013 ; Hsu et al., 2015 ; Johnson et al., 2006 ; Karjaluoto et al., 2012). Pour d’autres auteurs privilégiant une approche plus analytique, les désaccords se situent davantage sur les contributions respectives des sources de valeur dans la formation de la satisfaction à mesure que l’expérience du client s’accumule (Deng et al., 2010 ; Ha et Jang, 2010 ; Mencarelli et Lombart, 2017 ; Overby et Lee, 2006 ; Polo Peña et al., 2013). Notons que bon nombre de ces recherches sont menées dans des contextes marchands n’impliquant qu’un nombre d’interactions individu*offre limité.
Au vu de ces ambigüités et limites, ce travail réexamine dans une perspective de réplication de type « généralisation et extension » (Tsang et Kwan, 1999) le rôle modérateur du cumul des expériences antérieures de consommation d’une offre sur le lien valeur–satisfaction. Plus précisément, il s’agit de considérer : (i) de nouvelles mesures (mesures analytiques plus détaillées de la valeur) ; (ii) deux nouveaux échantillons ; (iii) un nouveau contexte empreint à de fréquentes interactions individu*objet (le secteur télévisuel) ; et (iv) le caractère aussi bien dichotomique (groupe faible vs. fort) que continu du cumul d’expériences. Dans cette recherche, les notions de valeur et de satisfaction sont abordées selon une approche relationnelle/cumulée (Aurier et al., 2004). La valeur perçue est définie comme une préférence relative caractérisant l’expérience de consommation entendue comme un ensemble d’interactions entre l’individu et l’objet consommé (Holbrook, 1999). La satisfaction correspond à l’évaluation de synthèse portée par un consommateur sur plusieurs occurrences du même type d’expérience (Vanhamme, 2002). D’un point de vue théorique, par contraste avec les travaux antérieurs (Deng et al., 2010 ; Frías-Jamilena et al., 2013 ; Johnson et al., 2006), cette recherche se focalise sur le lien spécifique valeur–satisfaction et démontre explicitement qu’à mesure que l’expérience cumulée s’accroît, la capacité globale de la valeur à prédire la satisfaction diminue, alors même que les niveaux de valeur perçue et de satisfaction augmentent. Par ailleurs, l’analyse des effets des différentes sources de valeur sur la satisfaction en fonction du cumul d’expériences ne permet pas de vérifier le rôle de la nature du contexte (e.g. utilitaire / hédonique) suggéré dans la littérature (Mencarelli et Lombart, 2017 ; Polo Peña et al., 2013). Sur le plan managérial, ce travail sensibilise les praticiens sur une moindre performance des stratégies de création de valeur en termes de contribution à la satisfaction à mesure que les interactions clients*offres et leur relation avec l’entreprise se développent.
Dans la suite de cet article, la première partie souligne l’importance d’une meilleure prise en compte du cumul d’expériences pour enrichir la compréhension du lien valeur–satisfaction. Dans une seconde partie, l’approche méthodologique est détaillée et les hypothèses sont testées. En conclusion, les apports, limites et voies de recherche sont développés.
Vers un enrichissement du cadre d’analyse de la relation valeur–satisfaction
Etat des recherches dédiées à l’étude du lien valeur–satisfaction
L’importance des recherches sur le lien valeur–satisfaction s’explique par l’enjeu de ces deux notions, par leur proximité théorique (Aurier et al., 2004 ; Vanhamme, 2002) et par le rôle que chacune revêt dans le réseau nomologique de l’autre. En effet, si la satisfaction est identifiée comme la conséquence principale de la valeur, la valeur est considérée comme l’antécédent le plus important et le plus riche de la satisfaction 2 (Gallarza et al., 2011 ; Rivière et Mencarelli, 2012), même si d’autres variables peuvent également l’affecter (Vanhamme, 2002).
Afin d’approfondir la compréhension de ce lien valeur–satisfaction, les efforts investis ces dernières années ont cherché à mobiliser des approches conceptuelles enrichies de la valeur perçue et à examiner différents mécanismes de modération. Les effets de la valeur perçue sur la satisfaction ont été appréhendés au travers de trois principales approches conceptuelles de la valeur (Annexe 1) : l’approche agrégée unidimensionnelle (évaluation de la valeur à partir d’un ratio qualité/prix), l’approche agrégée multidimensionnelle (évaluation de la valeur globale à partir d’une diversité de bénéfices et/ou de sacrifices perçus) et l’approche analytique multidimensionnelle (distinction des différentes composantes caractérisant la valeur) (Rivière et Mencarelli, 2012). Ces approches ont été opérationnalisées de manière générique (usage de mesures transposables) ou contingente (développement de mesures spécifiques) (Aurier et al., 2004 ; Vieira, 2013). Comme indiqué en Annexe 1, les effets de la valeur perçue sur la satisfaction ont essentiellement été étudiés au travers d’une approche conceptuelle unidimensionnelle, agrégée 3 et/ou restrictive (nombre limité de dimensions) de la valeur. A l’instar de travaux récents (Eid et El-Gohary, 2015 ; Fandos Roig et al., 2009 ; Sweeney et al., 2018), l’étude du réseau nomologique de la valeur peut être enrichie en adoptant une approche analytique multidimensionnelle détaillée de ce concept. Cette approche est peu retenue car elle est susceptible de dégrader la parcimonie d’un modèle (Chiu et al., 2014). Elle semble pourtant prometteuse (Gallarza et al., 2017a), notamment au regard de la richesse de son potentiel d’analyse et de son pouvoir prédictif (Leroi-Werelds et al., 2014). Afin de structurer les sources de valeur, une distinction est fréquemment opérée entre les valeurs extrinsèques (à dominante utilitaire) et les valeurs intrinsèques (à dominante hédonique) 4 (Gallarza et al., 2016a ; Holbrook, 1999).
Parallèlement à ces réflexions, une attention accrue a été portée au rôle des variables modératrices dans la compréhension du lien valeur–satisfaction (Annexe 2). Toutefois, ces quelques investigations ne permettent pas de comprendre pleinement la complexité et les sources de variation d’intensité du lien valeur–satisfaction (Anderson et Mittal, 2000 ; Gallarza et al., 2011). Dans une optique de gestion optimale des ressources de l’entreprise et de la satisfaction clients, une meilleure prise en compte des mécanismes de modération semble donc nécessaire (Chumpitaz Caceres et Vanhamme, 2003).
Enjeu et rôle du cumul d’expériences dans l’étude du lien valeur–satisfaction
Compte tenu d’un intérêt limité accordé aux variables modératrices comportementales (Annexe 2), l’importance de la prise en compte du cumul d’expériences de consommation peut être soulignée. Sur le plan théorique, certains modèles de formation de la satisfaction montrent une variation du rôle de ses antécédents selon l’expérience accumulée par le client ou l’antériorité de sa relation avec l’offre/l’organisation (Dennis et Gray, 2013 ; Falk et al., 2010 ; Ha, 2012 ; Homburg et al., 2006 ; Mittal et al., 2001). Sur le plan managérial, ces résultats permettent d’orienter les praticiens dans le choix des leviers d’action marketing à privilégier tout au long de leurs interactions et relations avec leurs clients. Les effets du cumul d’expériences peuvent s’expliquer par la présence de mécanismes différenciés de perception, d’évaluation (liés au choix des cadres de référence mobilisés) et de prise de décision (Deng et al., 2010 ; Ha et Jang, 2010). L’expérience accumulée peut affecter les motivations du consommateur, ses attentes, la quantité, le contenu, et l’organisation de ses connaissances, ainsi que ses activités de traitement de l’information (Hernández-Maestro et al., 2007 ; Polo Peña et al., 2013 ; Rust et al., 1999).
Quelques recherches ont étudié le rôle modérateur du cumul d’expériences de consommation d’une offre sur les effets de la valeur (Tableau 1). Ce cumul d’expériences, acquis au fil des interactions entre un individu et une offre/marque, est apprécié selon différentes notions : âge relationnel, fréquence d’achat/de visite, temps d’usage, familiarité 5 , habitudes de consommation 6 . Selon Rust et al. (1999), chaque individu dispose d’un niveau d’expérience (cumul d’expériences) différent, caractérisé par la fréquence (fréquence d’exposition à l’objet de consommation, nombre d’expériences/interactions antérieures) et l’intensité (durée d’exposition à l’objet de consommation, durée moyenne des interactions) des expériences passées. Sur la base de cette définition, les différentes conceptualisations du cumul d’expériences du Tableau 1 peuvent être classées selon qu’elles représentent prioritairement la durée d’interaction avec l’offre (Deng et al., 2010 ; Johnson et al., 2006 ; Karjaluoto et al., 2012) ou la fréquence d’interaction (Frías-Jamilena et al., 2013 ; Ha et Jang, 2010 ; Hsu et al., 2015 ; Mencarelli et Lombart, 2017 ; Overby et Lee, 2006 ; Polo Peña et al., 2013). Notons par ailleurs que dans l’ensemble de ces recherches, la valeur est appréhendée comme un construit global ou articulé principalement autour de deux dimensions (utilitaire et hédonique), mobilisant une approche générique ou contingente. En outre, les travaux menés ne s’intéressent pas systématiquement aux effets de la valeur sur la satisfaction. Enfin, les terrains d’étude retenus renvoient pour la plupart à des contextes marchands n’impliquant qu’un nombre d’interactions individu*objet relativement limité (e.g. restauration, tourisme).
Le rôle modérateur du cumul d’expériences de consommation d’une offre sur les effets de la valeur perçue.
D’après le Tableau 1, lorsque la valeur perçue est appréhendée de manière globale, le cumul d’expériences du consommateur peut renforcer (Hsu et al., 2015), ne pas affecter (Frías-Jamilena et al., 2013) ou diminuer (Johnson et al., 2006 ; Karjaluoto et al., 2012) l’impact de la valeur sur la satisfaction, la confiance ou bien encore les intentions de fidélité.
Pour certains auteurs, un cumul d’expériences plus important permet aux clients d’acquérir un meilleur apprentissage des procédures de l’entreprise et une meilleure connaissance de l’offre, les rendant plus aptes à percevoir et à exploiter les capacités de celle-ci (Deng et al., 2010 ; Reinartz et Kumar, 2000). Selon Karjaluto et al. (2012), faute d’expériences suffisantes, il est plus difficile pour des clients de fonder leur comportement sur l’évaluation de l’offre lors des premières étapes de leur relation avec une entreprise. Ils ont moins confiance dans leurs évaluations lors des phases préalables que lors d’étapes plus avancées de la relation (Rust et al., 1999 ; Verhoef et al., 2001). Comparés à des clients plus récents, les clients ayant accumulé de l’expérience au sein d’une catégorie de produits sont plus sûrs de leurs opinions et plus stables dans leurs préférences et évaluations, rendant leurs comportements plus prévisibles (Bolton, 1998 ; Rust et al., 1999). Reinartz et Kumar (2000) estiment ainsi que les clients sont davantage sensibles à la valeur, à mesure que leur expérience et leur relation avec l’entreprise s’accroissent sur le temps. En cohérence avec ces résultats, le modèle dynamique de formation de la satisfaction proposé par Homburg et al. (2006) souligne la capacité croissante des facteurs cognitifs et affectifs à prédire la satisfaction, à mesure que les connaissances et les expériences s’accumulent. En effet, au fur et à mesure de la répétition des expériences de consommation, les consommateurs acquièrent davantage d’informations et de certitudes au sujet de l’offre. Leurs attitudes deviennent plus stables sur le temps et leurs jugements cognitifs et affectifs plus sûrs, les rendant plus aptes à prédire la satisfaction.
Toutefois, Johnson et al. (2006) constatent qu’à mesure que l’expérience client avec une offre s’accumule sur le temps, les attitudes affectives envers la marque et la relation avec le fournisseur deviennent plus accessibles, persistantes et résistantes au changement. Par comparaison avec la valeur perçue, elles revêtent un rôle accru dans la formation des intentions de fidélité et viennent médiatiser les effets de la valeur. A l’inverse, lors des phases préalables de la relation, les clients cherchent à réduire le risque perçu et à forger leurs opinions en collectant prioritairement de l’information sur le produit ou le service. L’influence positive directe de la valeur perçue de l’offre est ainsi plus importante. L’atténuation du lien valeur–satisfaction peut également se justifier par la formation d’habitudes provenant de répétitions fréquentes d’expériences, de pratiques ou d’interactions avec un objet de consommation (Chiu et al., 2014) 7 . En effet, les habitudes sont définies comme des séquences d’actions apprises, devenues des réponses automatiques face à des caractéristiques/situations spécifiques (Verplanken et Aarts, 1999 ; Verplanken et al., 1997). Elles correspondent à des réactions comportementales automatiques stimulées par une condition/une cause environnementale, ne faisant pas intervenir de processus mental/cognitif conscient (Chiu et al., 2012 ; 2014 ; Hsu et al., 2015). Lorsque de fortes habitudes sont formées à partir de répétitions fréquentes d’une expérience, l’expression d’une intention peut être guidée par la saillance des comportements passés plutôt que par l’attitude (Honkanena et al., 2005). Autrement dit, la valeur accordée à l’objet de consommation n’est pas systématiquement centrale car l’usage peut être constitué d’opérations automatiques ou quasi automatiques (Heckhausen et Beckmann, 1990). En raison de la formation d’habitudes de consommation, l’influence de la valeur perçue d’un objet (perception et évaluation consciente) sur les intentions peut ainsi se réduire en fonction des expériences antérieures du consommateur. Ce résultat n’a toutefois pas fait l’objet de validations empiriques (Hsu et al., 2015 8 ).
Le rôle modérateur du cumul d’expériences sur les effets de la valeur perçue globale apparaît donc comme ambigu. En particulier, Frías-Jamilena et al. (2013) n’identifient pas d’effet de modération de cette variable sur la relation valeur–satisfaction dans le secteur du tourisme. En revanche, d’autres travaux concluent bien à un effet modérateur du cumul d’expériences sur les relations causales entre la valeur perçue et d’autres conséquences (telles les intentions de fidélité, la confiance…) (Hsu et al., 2015 ; Johnson et al., 2006 ; Karjaluoto et al., 2012). Dans le prolongement des travaux de Frías-Jamilena et al. (2013), cet article reconsidère le rôle modérateur du cumul d’expériences sur la relation spécifique valeur–satisfaction dans un contexte empreint à de plus fortes interactions individu*objet, à l’instar du secteur télévisuel. De par la répétition fréquente des expériences de consommation et d’un mode de consommation routinier et ritualisé des programmes TV, des habitudes dans les comportements des téléspectateurs peuvent progressivement se former et devenir déterminantes (Chaniac et Jézéquel, 2005) au détriment du rôle de la valeur perçue du programme. Ainsi, à mesure que le cumul d’expériences augmente et que les habitudes de consommation se développent, la capacité de la valeur à prédire la satisfaction peut être susceptible de se réduire. En cohérence avec les travaux de Johnson et al. (2006) et ceux de Karjaluoto et al. (2012), l’hypothèse H1 est formulée. Comme dans la majorité des études antérieures (Tableau 1), le test de cette hypothèse consiste à comparer deux groupes constitués d’individus dont le cumul d’expériences est faible vs. élevé.
Lorsque la valeur perçue est appréhendée de manière analytique, des chercheurs considèrent que l’influence de la valeur de nature utilitaire sur les préférences, la satisfaction ou la fidélité se renforce à mesure que l’accumulation d’expériences du consommateur s’accroit (Ha et Jang, 2010 ; Overby et Lee, 2006). D’autres auteurs soulignent plutôt le rôle accru de la valeur hédonique dans la formation de la satisfaction, de la fidélité ou de la réputation pour les consommateurs plus expérimentés (Mencarelli et Lombart, 2017 ; Polo Peña et al., 2013). D’autres travaux encore considèrent que le cumul d’expériences ne modère pas les effets des différentes dimensions de la valeur sur la satisfaction (Deng et al., 2010 ; Ha et Jang, 2010).
Ainsi, pour certains chercheurs, il semble qu’à mesure que les acheteurs gagnent en expérience, ils deviennent plus orientés vers la tâche / le but de l’activité (Overby et Lee, 2006). Il est également démontré que des individus ayant une capacité importante de traitement de l’information ou de plus grandes connaissances (acquises au cours de l’expérience) résistent davantage aux interférences des états émotionnels sur leur jugement (Hernández-Maestro et al., 2007). En cohérence avec ces résultats, le modèle dynamique de formation de la satisfaction d’Homburg et al. (2006) souligne qu’à mesure que le nombre d’expériences augmente sur le temps, l’influence des facteurs cognitifs sur la satisfaction s’accroît alors que celle des facteurs affectifs diminue. En effet, selon ces auteurs, l’affect joue un rôle plus important en début de relation en raison d’un manque de connaissances sur l’offre.
A l’inverse, selon Polo Peña et al. (2013), les premiers clients sont sensibles aux attributs fonctionnels, alors que les clients plus expérimentés accordent plus d’attention aux attributs affectifs. Falk et al. (2010) constatent aussi qu’à mesure que les clients deviennent expérimentés, l’impact des attributs de qualité utilitaires / fonctionnels sur la satisfaction diminue alors que le rôle des attributs de qualité hédonique s’accroît. Selon ces auteurs, la satisfaction est principalement influencée par les cognitions lors des premières étapes de la relation client. Puis à mesure que les clients construisent une relation stable avec le fournisseur, l’affect devient progressivement dominant dans la formation de la satisfaction.
La nature du contexte peut justifier la prédominance de l’influence d’un type de valeur (Mencarelli et Lombart, 2017 ; Polo Peña et al., 2013). En effet, l’impact de la valeur utilitaire semble prédominant pour les consommateurs expérimentés dans des contextes à dominante utilitaire (tel le e-commerce) (Overby et Lee, 2006 ; Ha et Jang, 2010). A l’inverse, l’effet de la valeur hédonique paraît plus important à mesure que le cumul d’expériences s’accroît dans des contextes à dominante hédonique (à l’instar du tourisme ou de l’espace culturel d’un magasin) (Mencarelli et Lombart, 2017 ; Polo Peña et al., 2013 ; Tableau 1).
Au-delà de ces résultats, les travaux mobilisant une approche analytique de la valeur et démontrant l’existence d’un effet de modération du cumul d’expériences sur la relation valeur–satisfaction ont retenu une vision limitée des sources de valeur (utilitaire/fonctionnelle et hédonique/affective) (Ha et Jang, 2010 ; Mencarelli et Lombart, 2017 ; Polo Peña et al., 2013). A l’inverse, ceux privilégiant une approche analytique plus détaillée (valeurs économique, fonctionnelle, émotionnelle et sociale) n’ont pas identifié d’effet modérateur (Deng et al., 2010). Afin d’approfondir ce constat, cette recherche vérifie l’existence d’effets de modération sur la relation valeur–satisfaction en adoptant une approche analytique détaillée de la valeur. Comme précisé précédemment, la nature du contexte (utilitaire / hédonique) semble conditionner l’importance des effets d’un type de valeur selon le niveau d’expérience cumulée du consommateur. D’après le Tableau 1, dans des contextes à dominante hédonique, les effets de la valeur utilitaire sur la satisfaction semblent plus importants pour les individus peu expérimentés, alors que l’influence de la valeur hédonique apparaît prédominante pour les plus expérimentés (Mencarelli et Lombart, 2017 ; Polo Peña et al., 2013). Sur la base de ces résultats, et compte tenu de la nature à dominante hédonique du terrain d’étude retenu (contexte télévisuel) (Berné Manero et al., 2013), une influence plus forte des sources de valeur à dominante extrinsèque (proches de la valeur utilitaire) est donc supposée pour les clients peu expérimentés (H2). En revanche, une influence plus forte des sources de valeur à dominante intrinsèque (proches de la valeur hédonique) est suggérée pour les clients plus expérimentés (H3).
En cohérence avec la démarche de réplication de cette recherche, et afin de renforcer la robustesse de nos résultats, ces trois hypothèses sont examinées à deux reprises. Dans l’étude 1, les sources de valeur sont appréciées à partir d’une mesure analytique multidimensionnelle détaillée et contingente, spécialement développée pour appréhender la valeur perçue d’une émission TV (en raison de la nature contextuelle de la valeur - Aurier et al., 2004 ; Vieira, 2013). Dans l’étude 2, la valeur est évaluée à partir d’une mesure générique (reposant sur une typologie structurée de sources de valeur pouvant être généralisée à un ensemble de catégories de produits - Holbrook, 1999 ; Mathwick et al., 2001 ; Sweeney et Soutar, 2001), largement éprouvée dans la littérature : l’échelle EVS (Experiential Value Scale de Mathwick et al., 2001). Les résultats observés du rôle modérateur du cumul d’expériences sur la relation valeur–satisfaction sont donc vérifiés à partir de deux approches différentes de la valeur (les résultats ne seront donc pas imputables à une préférence de mesure) se rapportant toutefois à un même objet d’étude : les émissions TV. Ce choix (excluant les journaux TV, les séries, les films, les téléfilms) se justifie en premier lieu par le mode de consommation de la télévision qui est propice à l’apparition de fréquentes interactions individus*objets. En particulier, il est susceptible de présenter une forte variance dans le cumul d’expériences et est caractérisé par l’importance des habitudes des téléspectateurs et par la nature routinière de la consommation de programmes TV (Chaniac et Jézéquel, 2005). En outre, les interactions se focalisent exclusivement sur des situations d’usage (et non d’achat). Enfin, le nombre d’expériences de consommation n’est pas associé directement à une dépense pour le consommateur (pas de biais lié au pouvoir d’achat de l’individu).
Méthodologie et résultats de l’étude 1
Méthodologie
Dans cette première étude, la valeur perçue d’une émission TV est évaluée à partir d’une mesure analytique et contingente. Pour développer cette mesure, les recommandations de Churchill (1979), enrichies par les travaux de Gerbing et Anderson (1988), ont été suivies. L’objectif poursuivi n’est pas de se focaliser sur une seule émission TV mais d’appréhender les sources de valeur transversales à plusieurs émissions TV. Nous suivons ainsi le protocole d’Aurier et al. (2004) qui ont développé une mesure contingente de la valeur perçue relative à un ensemble d’expériences cinématographiques plutôt qu’associée à un seul film. Une étude qualitative a permis d’identifier et de définir les principales sources de valeur d’une émission TV. Douze entretiens semi-directifs ont été réalisés auprès d’une population hétérogène 9 . L’analyse de contenu thématique manuelle a permis d’identifier 8 thèmes, permettant de caractériser les différentes sources de valeur d’une émission TV (Annexe 3). A partir du corpus associé à chaque dimension de la valeur, un ensemble d’énoncés a été produit et un pré-test de cette mesure a été réalisé auprès de 250 répondants, formant un échantillon de convenance (Annexe 4-Tableau A4.1). A l’issue des analyses factorielles exploratoires (AFE), 7 dimensions (Tableau 2), regroupant 25 items, sont retenues car les items d’une dimension (« intimité ») se sont dispersés dans d’autres dimensions (« actualités » et « proximité ») dès la première itération de l’AFE (Annexe 4-Tableaux A4.2 et A4.3). Selon leur nature, les sources de valeur peuvent être rattachées à des sources de valorisation à dominante extrinsèque ou intrinsèque (répartition vérifiée par un panel de 9 experts 10 ). En effet, les individus peuvent valoriser le but pouvant être atteint au travers du visionnage du programme TV (être mieux informé, bénéficier de conseils pratiques, acquérir de nouvelles connaissances), ou valoriser davantage l’expérience de consommation elle-même (intérêt pour les sujets abordés, pertinence des intervenants, caractère authentique du programme, capacité à divertir le téléspectateur).
Les sources de valeur perçue d’une émission TV.
La collecte finale (questionnaire auto-administré en présence d’un enquêteur) a permis d’obtenir 1 140 réponses exploitables (après suppression des observations aberrantes, identifiées à partir de questions inversées). Le questionnaire a été administré durant une semaine auprès d’un échantillon de convenance. La sélection des répondants a été réalisée à partir d’une question filtre puisque seuls étaient éligibles les individus ayant regardé une émission TV la semaine précédant l’étude. La structure de l’échantillon est décrite dans l’Annexe 5. La population interrogée a entre 12 et 84 ans. La catégorie étudiant est légèrement surreprésentée, mais cela n’est pas problématique puisqu’elle constitue une cible principale du bouquet d’émissions étudié (Touche pas à mon poste, The Voice…). Concernant la comparaison des sous-échantillons constitués en fonction du cumul d’expériences, seul l’équilibre homme/femme n’est pas strictement respecté (p=0,086).
Afin de mobiliser une mesure cohérente avec la définition de Rust et al. (1999) et pertinente avec le secteur d’application choisi, le cumul d’expériences est évalué à partir de deux indicateurs reposant sur le même principe que la mesure de l’audience (fréquence/durée d’exposition à l’émission). L’appréciation de ce construit ne requiert pas le recours à une mesure complexe car la fréquence et l’intensité d’interaction du téléspectateur correspondent à des attributs concrets au sens de Rossiter (2002). Associés à des modalités à support sémantique différentiel en 7 points, ces deux indicateurs sont : la fréquence d’interaction qui correspond à l’assiduité à l’émission (« Je regarde cette émission : [très peu souvent ; tout le temps] » ; et l’intensité de l’interaction, qui témoigne du temps d’exposition moyen à l’émission (« Je regarde le plus souvent : [une petite partie de l’émission ; l’intégralité de l’émission] »). Après avoir vérifié que ces deux indicateurs forment une mesure homogène, une moyenne centrée et réduite du cumul d’expériences est calculée pour chaque individu. Puis, le protocole utilisé par Aldas-Manzano et al. (2011), Rust et al. (1999) et Shih et Venkatesh (2004) est dupliqué en affectant chaque répondant à un groupe « cumul d’expériences faible » ou « cumul d’expériences fort » en fonction de cette moyenne centrée et réduite (affectation suivant les recommandations de El Akremi et Roussel, 2003 11 ). Ainsi, pour tester l’effet modérateur du cumul d’expériences, nous disposons de deux variables : un indicateur métrique et un autre dichotomique. Enfin, la satisfaction à l’égard de l’émission TV est évaluée à partir de l’échelle d’Aurier et al. (2004).
Pour choisir la méthode d’analyse de données (prédiction ou estimation), la normalité des variables dans des conditions multivariées a été vérifiée. La méthode d’estimation par équations structurelles est retenue car seule cette méthode permet d’estimer de manière simultanée un modèle structurel en tenant compte des effets d’interaction entre les variables indépendantes. Les effets modérateurs ont fait l’objet d’analyses multigroupes (El Akremi et Roussel, 2003 ; Hair et al., 2010 ; Roussel et al., 2002) et d’un test à partir de la méthode de Ping (1995 ; 1998). La première méthode permet d’appliquer l’effet modérateur sur l’ensemble du modèle et génère des paramètres facilement interprétables (évolution des coefficients de détermination et structurels) (Hair et al., 2017). La seconde méthode permet seulement de traiter l’effet modérateur (z) sur les relations une-à-une (x1->y ; x2->y) mais présente l’avantage de ne pas être sensible aux effets non-linaires (interaction x1z->y ; voir Ping, 1998). Pour vérifier la stabilité des résultats, la technique bootstrap est employée (2 000 itérations). Les hypothèses sont testées en considérant un risque alpha inférieur à 10%. Précisons enfin que les effets du cumul d’expériences sont appréciés selon une approche inter-sujets : il s’agit bien d’examiner les effets de cette variable au sein de plusieurs groupes d’individus comparables, affichant des niveaux de cumul d’expériences distincts.
Dans cette étude, les qualités psychométriques des échelles sont satisfaisantes (Annexe 6). La mesure des sources de valeur d’une émission TV est bien composée de 7 dimensions et cette structure factorielle est robuste. L’ajustement du modèle aux données est également satisfaisant. Concernant les tests de validité, toutes les conditions de Fornell et Larcker (1981) sont respectées (RhôVC>0,5 et RhôVC>Φ2 ; Tableau 3).
Validités convergente et discriminante des mesures de l’étude 1.
RhoVC en diagonale [>0,5] ; Corrélations (Φ) au-dessus de la diagonale [<1] ; Φ² en dessous de la diagonale [<RhoVC].
Résultats
Une première série de traitements (ANOVA et corrélations) montre (Figure 1) qu’à mesure que le cumul d’expériences s’accroît, les scores des sources de valeur perçue augmentent [actualités (F=8,929 ; p<0,001 ; r=0,173) ; authenticité (F=9,582 ; p<0,001 ; r=0,194) ; intérêt sujets (F=91,166 ; p<0,001 ; r=0,630) ; participants (F=39,109 ; p<0,001 ; r=0,445) ; découvertes (F=2,442 ; p=0,045 ; r=0,078) ; épreuves ludiques (F=4,263 ; p=0,002 ; r=0,166) ; proximité (F=9,572 ; p<0,001 ; r=0,234)], ainsi que la satisfaction (F=62,567 ; p<0,001 ; r=0,511).
Lien entre le cumul d’expériences, les sources de valeur et la satisfaction.
Ces relations linéaires peuvent laisser croire que plus le cumul d’expériences est fort, plus la valeur des émissions est élevée et plus la satisfaction à leur égard est forte. Pourtant, une analyse de la variance partagée entre ces variables permet d’obtenir des éclaircissements (Figure 2).
Influence des sources intrinsèques/extrinsèques de la valeur sur la satisfaction.
En effet, l’analyse multigroupe (Tableaux 4 et 5) permettant de tester l’effet modérateur du cumul d’expériences montre que le pouvoir prédictif des sources de valeur sur la satisfaction diminue significativement entre les groupes présentant un cumul d’expérience faible (SMC=0,559) et fort (SMC=0,312). Cette baisse de pouvoir prédictif (ΔSMC=-0,247) est significative (χ2[27]=99,786 ; p<0,001). Ces résultats suggèrent que lorsque les individus interagissent fortement avec un objet de consommation, la valeur perçue de cet objet explique moins bien leur satisfaction que pour les individus présentant des interactions moins intenses avec cet objet. L’hypothèse H1 est donc vérifiée.
Effet modérateur du cumul d’expériences en analyse multigroupe - Etude 1.
Estimation des paramètres du modèle de l’étude 1.
Faible colinéarité (Corrélations moyennes entre les variables indépendantes : groupe cumul faible = 0,280 et groupe cumul fort = 0,175). *valeur « p » de la relation xz->y (les indices d’ajustement étant satisfaisants : eg. CFI>0,900 pour chaque test de Ping).
L’examen de chaque relation causale du modèle permet d’approfondir ces analyses sur la base des deux tests de modération (multigroupe et méthode de Ping, 1995 ; 1998). Lien par lien et à partir de la méthode de Ping (1995 ; 1998), l’effet modérateur 12 du cumul d’expériences est vérifié pour l’ensemble des relations, excepté pour le lien Epreuves ludiques–Satisfaction (p=0,328). Les tests de comparaison de Chi-2 en analyse multigroupe corroborent les résultats du test de Ping dans cinq cas sur sept. Pour les deux cas où les tests divergent, l’estimation de la modération à partir de la méthode de Ping est relativement faible (Participants γxy=0,077 ; Découverte γxy=0,078). Les différences observées entre ces deux méthodes s’expliquent par les propriétés statistiques de ces tests (l’un repose sur l’estimation globale du modèle et la colinéarité entre les facteurs est prise en compte ; l’autre repose sur l’estimation des paramètres, un-à-un, et il est moins sensible aux effets non-linéaires). Par ailleurs, concernant la relation Participants–Satisfaction, les écarts constatés entre les coefficients de l’analyse multigroupe sont particulièrement forts (γCumulFaible=0,092 et γCumulFort=0,205 ; p<0,050). Selon Roussel et al. (2002), cette condition suffit pour commenter les différences observées (cette recommandation est ainsi cohérente avec le test de Ping significatif).
Les résultats relatifs aux hypothèses H2 et H3 paraissent donc contrastés. Concernant les sources extrinsèques, H2 est vérifiée uniquement sur la relation Proximité–Satisfaction. L’influence négative de la « Proximité » sur la « Satisfaction » s’atténue (Δγ=-0,102) entre le groupe « faible cumul d’expériences » et « fort cumul d’expériences » 13 (Tableau 5). L’hypothèse H2 n’a pas pu être vérifiée sur les relations qui mettent en jeu les sources extrinsèques « Actualités » et « Découvertes » puisque leur influence sur la satisfaction n’est vérifiée dans aucune condition (et bien que leur corrélation à cette variable dépendante soit positive ; Tableau 3). Concernant les sources intrinsèques, H3 est vérifiée seulement pour la relation Participants–Satisfaction puisque la force d’influence est plus forte dans le groupe « fort cumul d’expériences » (Δγ=+0,113). Un résultat contraire au sens attendu dans H3 est observé sur les liens concernant les variables indépendantes « Intérêt sujets » (Δγ=-0,255) et « Authenticité » (Δγ=-0,029). L’influence de la variable « Epreuves ludiques » sur la satisfaction ne varie pas de manière significative d’un groupe à l’autre.
Malgré l’application rigoureuse du paradigme de Churchill (1979) pour développer le construit permettant d’évaluer les sources de valeur spécifiques à l’objet étudié, le test de nos hypothèses repose dans cette première étude sur une mesure contingente qui n’a pas été éprouvée dans la littérature. Afin de s’affranchir de cette limite, une seconde étude, indépendante de la précédente (nouvelle mesure de la valeur et nouvel échantillon), est réalisée pour tester à nouveau les trois hypothèses de cette recherche.
Méthodologie et résultats de l’étude 2
Méthodologie
Les deux principales mesures analytiques et génériques de la valeur perçue sont PERVAL (Sweeney et Soutar, 2001) et EVS (Mathwick et al, 2001). La première est constituée de seulement quatre dimensions de premier ordre, dont deux représentent la facette fonctionnelle de la valeur (performance et prix). La seconde est plus expérientielle (nommée Experiential Value Scale) et composée de 7 dimensions de premier ordre : attraction visuelle, divertissement, excellence, efficience, évasion, plaisir et économique. Au regard de l’objet étudié, EVS semble mieux adaptée. La dimension économique n’est pas retenue puisqu’aucun coût n’est directement lié à l’exposition à une émission TV. Pour cette seconde étude, un nouveau questionnaire est produit à partir des 6 dimensions retenues d’EVS (avec 19 items) et des mesures de la satisfaction et du cumul d’expériences mobilisées dans l’étude 1. Celui-ci a été administré dans les mêmes conditions que l’étude 1 à un nouvel échantillon de convenance composé de 437 individus (Annexe 7) et sur une autre période.
Deux groupes d’individus ont été créés à partir de leur niveau de cumul d’expériences (faible N=247 et fort N=190) comme dans la première étude. Une fois encore, la proportion des femmes est sensiblement plus importante dans le groupe « cumul d’expériences élevé » (p=0,007) ; mais ces deux sous-échantillons sont comparables en tout autre point. Les qualités psychométriques des variables de cette étude 2 sont satisfaisantes (annexe 8). Cependant, les corrélations entre les facteurs de premier ordre de la mesure EVS sont fortes et suggèrent d’agréger l’ensemble de ces composantes sous un facteur de second ordre. Ce problème de variance partagée entre les dimensions de EVS avait déjà été mentionné par Mathwick et al. (2001) et a de nouveau pu être constaté dans les travaux de Mencarelli et Lombart (2017). Malgré ce problème, ces auteurs ont traité séparément les sources intrinsèques et extrinsèques. Si ce choix se justifie théoriquement, il ne peut l’être d’un point de vue méthodologique. En effet, à l’instar des résultats de notre étude, les corrélations entre les dimensions à dominantes intrinsèques sont autant (et fortement) corrélées avec celles extrinsèques (inter) qu’elles ne le sont entres-elles (intra) (Annexe 8, tableau 8.1). Hormis ce constat, les conditions de validités convergente et discriminante des mesures sont bien respectées (tableau 6).
Validités convergente et discriminante des mesures de l’étude 2.
RhoVC en diagonale [>0,5] ; Corrélations (Φ) au-dessus de la diagonale [<1] ; Φ² en dessous de la diagonale [<RhoVC].
Par précaution, le modèle qui permet de distinguer les sources intrinsèques et extrinsèques (comme suggéré par Mathwick et al., 2001 et Mencarelli et Lombart, 2017) a été testé (Annexe 9). Mais les indices d’ajustements (CFI et RMSEA dans les tests de Ping et multigroupe) se dégradent et indiquent qu’il est préférable de ne pas prendre en compte ces résultats. Pour ces raisons et puisque les corrélations entre les sources de valeur de cette mesure EVS sont élevées, les hypothèses H2 et H3 ne peuvent être vérifiées. En effet, il est nécessaire de regrouper ces différentes dimensions à partir d’un facteur de second ordre (Annexe 8) afin que la structure de la mesure soit correctement ajustée aux données.
Résultats
Comme pour l’étude 1, mais à partir d’une mesure générique de la valeur (EVS), la première série de traitements (Figure 3) montre qu’à mesure que le cumul d’expériences s’accroît, les scores des différentes dimensions de la valeur perçue augmentent [attraction visuelle (F=61,119 ; p<0,001 ; r=0,706) ; divertissement (F=114,969 ; p<0,001 ; r=0,829) ; excellence (F=86,630 ; p<0,001 ; r=0,791) ; efficience (F=60,830 ; p<0,001 ; r=0,709) ; évasion (F=40,295 ; p<0,001 ; r=0,600) ; plaisir (F=64,867 ; p<0,001 ; r=0,697)], ainsi que la satisfaction (F=59,739 ; p<0,001 ; r=0,693).
Lien entre le cumul d’expériences, la valeur perçue et la satisfaction (étude 2).
Dans cette seconde étude (Figure 4), l’effet modérateur du cumul d’expériences sur le lien entre la valeur perçue et la satisfaction est à nouveau observé (pPing=0,068 ; pMultigroupe=0,085) (Tableaux 7 et 8) au seuil de p<10%. Ce résultat montre une nouvelle fois que la capacité de la valeur perçue d’un objet à prédire la satisfaction diminue (ΔSMC=-0,128 ; χ2[16]=39,507 ; p=0,001) entre les groupes d’individus dont le cumul d’expériences est faible vs. fort (H1 vérifiée).
Influence de la valeur (EVS) sur la satisfaction.
Effet modérateur du cumul d’expériences en analyse multigroupe - Etude 2.
Estimation des paramètres du modèle de l’étude 2.
valeur « p » de la relation xz->y (les indices d’ajustement étant satisfaisants : eg. CFI=0,954 pour le test de Ping).
A l’issue de la démarche de réplication articulée autour de deux investigations empiriques, les résultats obtenus permettent ainsi de vérifier H1 dans deux études indépendantes mais révèlent des conclusions plus contrastées concernant H2 et H3 (Tableau 9).
Synthèse du test des hypothèses à partir des études 1 et 2.
Conclusion
Apports théoriques
Cette recherche a pour finalité de mieux comprendre la stabilité du lien entre la valeur perçue et la satisfaction. Par analogie avec les modèles dynamiques de formation de la satisfaction (Ha, 2012 ; Homburg et al., 2006), ce travail met cette relation causale à l’épreuve du rôle modérateur du cumul d’expériences du consommateur. Considérant les quelques travaux poursuivant un objectif similaire (Deng et al., 2010 ; Frías-Jamilena et al., 2013 ; Ha et Jang, 2010 ; Mencarelli et Lombart, 2017 ; Polo Peña et al., 2013), cette recherche s’inscrit dans une logique de réplication de type « généralisation et extension » (Tsang et Kwan, 1999). En effet, elle mobilise à la fois de nouveaux échantillons, un nouveau contexte empreint à de fréquentes interactions individu*objet (émissions TV) et de nouvelles mesures (mesures analytiques plus détaillées de la valeur perçue et mesure originale du cumul d’expériences intégrant la fréquence et la durée d’exposition). Au global, les résultats confirment l’intérêt de la prise en compte de l’effet modérateur du cumul d’expériences du consommateur dans l’analyse de la relation valeur–satisfaction. Plus spécifiquement, ils mettent en exergue deux apports théoriques principaux.
En premier lieu, parmi les travaux qui se sont intéressés jusqu’à présent au rôle modérateur du cumul d’expériences, certains se sont focalisés sur l’effet global de la valeur sur la fidélité, la confiance et l’intention d’achat (Hsu et al., 2015 ; Johnson et al., 2006 ; Karjaluoto et al., 2012). D’autres ont considéré l’impact de différentes dimensions de la valeur sur la satisfaction, mais sans examiner explicitement et en détail le pouvoir prédictif de la valeur sur la satisfaction (Deng et al., 2010 ; Ha et Jang, 2010 ; Mencarelli et Lombart, 2017 ; Polo Peña et al., 2013). Seuls Frías-Jamilena et al. (2013) étudient l’impact global de la valeur sur la satisfaction dans un contexte touristique et concluent à l’absence d’effet modérateur du cumul d’expériences. Par contraste avec ces recherches, le principal apport de cet article, vérifié à partir de deux études indépendantes, est de montrer qu’à mesure que l’expérience cumulée s’accroît, la capacité globale de la valeur à prédire la satisfaction diminue, alors même que les niveaux de valeur perçue et de satisfaction augmentent. Ce résultat contradictoire avec les conclusions de Frías-Jamilena et al. (2013) est en mesure de se justifier par la catégorie de produits étudiée, caractérisée par des interactions individu*objet potentiellement plus fréquentes. Dans ce contexte, la diminution du pouvoir prédictif de la valeur peut s’expliquer par la formation progressive d’habitudes de consommation. Cette conclusion amène ainsi à nuancer l’importance potentielle des stratégies de création de valeur (Ruiz et al., 2008). Bien que les résultats relèvent d’une approche inter-sujets, cette recherche suggère de mieux prendre en considération le caractère dynamique du lien valeur–satisfaction, à l’instar des travaux de Falk et al. (2010) relatifs à la relation qualité–satisfaction.
Le réexamen du rôle modérateur du cumul d’expériences sur la relation valeur–satisfaction amène, en second lieu, à apprécier la contribution des sources intrinsèques et extrinsèques de la valeur dans la formation de la satisfaction, selon le cumul d’expériences. Les recherches actuelles laissent à penser que dans un contexte à dominante utilitaire, l’impact des sources extrinsèques est prédominant pour les consommateurs expérimentés (Ha et Jang, 2010 ; Overby et Lee, 2006). A l’inverse, dans un contexte à dominante hédonique, l’effet des sources intrinsèques paraît plus important à mesure que le cumul d’expériences s’accroît (Mencarelli et Lombart, 2017 ; Polo Peña et al., 2013). Dans cette recherche, le terrain d’étude retenu s’inscrit dans le cadre de motivations de consommation hédoniques (contexte télévisuel) (Berné Manero et al., 2013). Pour autant, nos résultats ne permettent pas de vérifier, dans le cas d’un plus fort cumul d’expériences, la prédominance du rôle des sources de valeur intrinsèques. Plus globalement, ils aboutissent à une vision contrastée du rôle des différentes sources de valeur. Concernant les sources de valeur intrinsèques pour le groupe « cumul d’expériences élevé », une seule exerce bien un effet plus fort sur la satisfaction (« Participants »). Pour les autres, l’effet constaté est inverse (« Intérêt sujets » et « Authenticité ») ou non-significatif (« Epreuves ludiques »). Une explication probable de ces résultats est que les téléspectateurs s’attachent progressivement aux participants des émissions TV 14 , alors qu’ils s’habituent ou peuvent se lasser du genre des sujets traités. Concernant les sources extrinsèques, seule l’importance d’une dimension (« Proximité ») est plus élevée pour les individus ayant un plus faible cumul d’expériences. Pour les deux autres sources de valeur extrinsèques (« Actualités » et « Découvertes »), le rôle modérateur ne peut être vérifié en raison de l’absence d’effets sur la satisfaction. En définitive, nos résultats ne permettent donc pas de conclure sur le rôle général des sources de valeur intrinsèques et extrinsèques dans la formation de la satisfaction, selon le cumul d’expériences du consommateur.
Apports managériaux
Dans une optique de maximiser la satisfaction client, cette recherche répond à deux préoccupations complémentaires des praticiens en charge notamment du management de l’expérience client (chef de produit, responsable de la relation client, personnel en contact…) : quelle importance accorder aux stratégies de création de valeur au fil des expériences clients et comment optimiser le déploiement des sources de valeur de l’offre (ici, un programme TV) en fonction de ce cumul d’expériences ?
Si l’importance des stratégies de création de valeur a largement été soulignée ces dernières années, il apparaît toutefois que l’accroissement de valeur au sein d’une offre puisse ne pas toujours être suffisant pour satisfaire pleinement les consommateurs. En particulier, comme constaté lors de la comparaison des groupes à l’occasion du test de H1, le rôle global de la valeur apparaît plus limité dans la satisfaction des individus détenant un cumul d’expériences élevé. Ainsi, cette recherche pointe tout d’abord la nécessité de modérer l’importance des stratégies de création de valeur et d’ajuster le déploiement de ces stratégies en fonction de l’historique d’usage de l’offre et de l’expérience des clients. D’après les résultats des deux études, les managers doivent concentrer leurs efforts sur les premières interactions du consommateur avec l’offre pour maximiser l’influence de la valeur sur la satisfaction. En effet, une augmentation des bénéfices perçus a davantage d’influence sur la satisfaction d’un individu lorsque le cumul de ses interactions avec l’offre est faible. Pour ceux plus expérimentés, des actions enrichies, complémentaires aux stratégies de création de valeur d’une offre, sont nécessaires pour renforcer leur satisfaction (par exemple, via la mise en œuvre de pratiques et de dispositifs permettant la participation active des consommateurs au cours des différents maillons de la chaine de valeur de l’entreprise - eg. Cadenat et al., 2013). Le cumul d’expériences liées à l’usage d’un produit ou d’un service représente donc une variable de segmentation pertinente.
Par ailleurs, les résultats de cette recherche suggèrent de cartographier et de moduler l’activation des sources de valeur pour le client en fonction de son cumul d’expériences. Par exemple, dans le cadre d’émissions TV, il est plus utile de valoriser l’intérêt pour les sujets traités lors des premiers numéros que dans ceux diffusés en fin de saison. Ce résultat peut s’expliquer par la familiarité progressive de l’individu avec l’émission (dont les sujets traités correspondent souvent à un même univers : actualités politiques ou people, divertissement musical). A l’inverse, les échanges entre les participants/chroniqueurs doivent être valorisés de manière croissante au fil des émissions (certainement le temps que les téléspectateurs s’attachent à ces personnages) pour maximiser leur influence sur la satisfaction du téléspectateur. Par ailleurs, il paraît préférable, surtout lors du lancement d’un nouveau programme TV et / ou auprès d’individus peu familiers avec une émission, de mettre en avant, non pas sa capacité à transmettre des conseils et des idées utiles pour la vie courante du téléspectateur, mais son aptitude à l’extraire de ses préoccupations quotidiennes. Les praticiens en charge du management de l’expérience client pourront ainsi accorder une attention différenciée aux sources de valorisation de l’expérience et planifier de manière stratégique leur activation au fil des interactions individu*objet.
Limites et voies de recherche
La portée des résultats obtenus dans le cadre de la consommation de programmes TV peut être a priori étendue à des secteurs d’activité présentant une fréquence d’interaction individu*objet potentiellement élevée, propices au développement d’habitudes de consommation, et pour lesquels le cumul d’expériences est davantage lié à l’usage qu’à l’achat d’une offre. Afin de renforcer la validité externe et le périmètre d’application des résultats, cette étude pourrait être dupliquée pour d’autres programmes (comme des séries) et dans d’autres secteurs. De même, d’autres approches analytiques de la valeur pourraient être déployées. En outre, au-delà des deux indicateurs déjà mobilisés (assiduité à l’émission et temps d’exposition moyen au programme TV), la mesure du cumul d’expériences pourrait être enrichie par l’intégration de la durée de la relation (depuis combien de temps l’individu regarde-t-il le programme TV ?). Elle pourrait aussi être appréhendée à partir de données observables (mesures d’audience fournies par Médiamétrie par exemple dans le cadre du secteur télévisuel).
De manière complémentaire, un travail d’enrichissement théorique et méthodologique pourrait être mené dans le prolongement de cette recherche. En vue de proposer un modèle plus intégrateur, l’analyse des effets de la valeur perçue pourrait être approfondie par la prise en compte d’autres sources de valeur (notamment les composantes « sacrificielles » de la valeur, les aspects statutaires/sociaux de la valeur). Elle pourrait également intégrer d’autres variables modératrices et d’autres conséquences de la valeur (telles que la fidélité, le bouche à oreille) (Yeh et al., 2016).
Par ailleurs, à l’instar des recherches de Johnson et al. (2006) sur la fidélité, la capacité de la valeur à prédire la satisfaction pourrait être comparée, au fur et à mesure du cumul d’expériences, avec d’autres variables contribuant à la formation de la satisfaction (par exemple, la qualité perçue). Dans le prolongement des travaux de Gallarza et al. (2016b, 2017b), les résultats obtenus pourraient aussi être approfondis par une meilleure considération de la nature multidimensionnelle de la satisfaction (cognitive et affective) et des effets séquentiels des dimensions de la valeur sur la satisfaction (via l’étude des relations causales potentielles entre les sources de valeur). Au-delà de l’étude des effets de modération, il semble essentiel, à l’instar des réflexions sur le lien satisfaction-fidélité et valeur-fidélité (Kumar et al., 2013 ; Lichtlé et Plichon, 2008), d’enrichir la compréhension du lien valeur–satisfaction par une meilleure prise en compte des phénomènes potentiels de non-linéarité ou d’asymétrie. Enfin, en complément de l’approche inter-sujet mobilisée dans cette recherche, une perspective intra-sujet, via une étude longitudinale, pourrait être adoptée. Une telle approche permettrait de mieux cerner la dynamique du lien valeur–satisfaction dans le temps, au cours de l’évolution de la relation client/fournisseur.
Footnotes
Annexe 1. La diversité des conceptualisations de la valeur dans l’étude de ses effets sur la satisfaction 1
| Approches conceptuelles de la valeur | Références | Approche générique | Approche contingente | |
|---|---|---|---|---|
| Approche agrégée unidimensionnelle | Approche mono-item | Moutinho et al. (2012) | X | |
| Approche multi-items |
Cronin et al. (2000)
|
X |
||
| Approche agrégée multidimensionnelle | Le construit de valeur perçue globale est conceptualisé de manière unidimensionnelle |
Aurier et al. (2004)
|
X | |
| Le construit de valeur perçue globale est conceptualisé comme un facteur de second ordre |
Lin et al. (2005)
|
X |
||
| Le construit de valeur perçue globale est conceptualisé comme un facteur de troisième ordre | Gallarza et al. (2017a) | X | ||
| Approche analytique multidimensionnelle | Structure à 2 dimensions (notamment, valeurs utilitaire et hédonique) | Jones et al. (2006)
|
X |
|
| Structure à 2 dimensions conceptualisées comme des facteurs de second ordre | Polo Peña et al. (2013) (valeurs fonctionnelle / affective) |
X | ||
| Structure à 3 dimensions | Lee et al. (2007) | X | ||
| Structure à 4 dimensions | Deng et al. (2010)
|
X |
||
| Structure à plus de 4 dimensions | Fandos Roig et al. (2009)
|
X |
||
En complément des critères pris en compte dans l’Annexe l, les cadres d’analyse de la relation causale valeur–satisfaction, adoptant une approche agrégée (unidimensionnelle ou multidimensionnelle), peuvent varier selon le type de mesure mobilisé (mesure formative / réflexive) (Blocker, 2011 ; Lin et al., 2005 ; Ruiz et al., 2008). Par ailleurs, à l’instar des modèles privilégiant une approche agrégée multidimensionnelle articulée autour du construit de valeur perçue globale (construit de 1er ordre ou d’ordre supérieur), notons que dans le cadre des approches analytiques, certains modèles ont recours à des facteurs de second ordre (Bonnefoy-Claudet et al., 2015 ; Mencarelli et Lombart, 2017 ; Polo Peña et al., 2013). Dès lors qu’un facteur de second ordre / d’ordre supérieur intervient dans la conceptualisation de la valeur, les effets directs entre les composantes de premier ordre et la satisfaction ne sont pas considérés.
Leur approche peut être qualifiée de « semi-agrégée » dans le sens où les auteurs étudient les effets de la valeur perçue globale sur la satisfaction et la fidélité, tout en étudiant l’influence des bénéfices identifiés sur la valeur perçue globale et la fidélité (mais non sur la satisfaction).
Cette échelle comporte à la fois des dimensions génériques (valeurs qualité, économique, émotionnelle et sociale) et contingentes (liées à la valeur islamique).
Annexe 2. Principales recherches sur les modérateurs de la relation Valeur–Satisfaction
| Modérateurs | Secteurs d’activité | Résultats | Références |
|---|---|---|---|
|
|
|||
| • Méthode de collecte des données (face à face, téléphone, internet, mail) • Méthode de mesure (plusieurs échelles de mesure, mono vs. multi-items) • Méthode d’analyse des données (méthodes d’équations structurelles, PLS, corrélation de Pearson, analyse de régression, différence de moyennes) |
Diversité de secteurs d’activité (méta-analyse) | La force de la relation valeur–satisfaction varie seulement en fonction de la méthode d’analyse des données utilisée (notamment, le lien est plus fort avec les méthodes d’équations structurelles qu’avec PLS). | Vieira (2013) |
| • Méthodes de mesure (comparaison entre plusieurs échelles de mesure de la valeur perçue) | Lecteur DVD, crème de jour, dentifrice, sodas | La relation valeur–satisfaction est plus forte lors de l’utilisation de méthodes de mesure multidimensionnelles de la valeur (vs. unidimensionnelles), évaluant les bénéfices et sacrifices en termes de conséquences. | Leroi-Werelds et al. (2014) |
|
|
|||
| • Environnement (virtuel vs. physique) | Diversité de secteurs d’activité (méta-analyse) | Pas de rôle modérateur. | Vieira (2013) |
| • Contextes expérientiels | Séjours en station de ski | Le lien valeur fonctionnelle–satisfaction est seulement significatif dans un contexte expérientiel théâtralisé (vs. un contexte expérientiel non-théâtralisé). | Bonnefoy-Claudet et al. (2015) |
| • Format de magasin | Distribution de détail | L’effet de la valeur hédonique sur la satisfaction est plus important que celui de la valeur utilitaire dans les grands magasins. Toutefois, l’effet de la valeur utilitaire sur la satisfaction est plus important que celui de la valeur hédonique dans les hypermarchés. | Chang et Fang (2012) |
| • Catégorie de produits / services | e-commerce | La catégorie de produits (« produits de shopping », « produits de consommation courante », et « produits spécialisés ») ne modère pas les effets des valeurs de transaction et d’acquisition sur la e-satisfaction. | Audrain-Pontevia et al. (2013) |
| Produits de marques de distributeurs | La catégorie de produits (nourriture et épicerie / biens de consommation durable / vêtements) modère les effets des valeurs utilitaire et hédonique sur la satisfaction. En particulier, l’effet de la valeur utilitaire est le plus élevé pour les biens de consommation durable et l’effet de la valeur hédonique est le plus élevé pour les vêtements. | Mishra (2014) | |
| • Degré de participation du client dans le processus de service | Services financiers | Les sources de destruction de valeur ont un effet négatif sur la satisfaction plus important pour les clients ayant un degré de participation faible (vs. élevé). | Sweeney et al. (2018) |
| • Emotions du spectateur | Contexte sportif (compétition de basketball professionnel) | Pas d’effet modérateur significatif. | Moreno et al. (2015) |
| • Attentes du client | Casino | La relation valeur–satisfaction est plus forte pour les consommateurs présentant un niveau d’attentes plus élevé. | Wong et Dioko (2013) |
| • Degré avec lequel un consommateur s’attend à recevoir un traitement de faveur dans un point de vente (Consumer Entitlement) | Contexte sportif (hockey) | La relation valeur–satisfaction est plus forte pour les consommateurs présentant un faible degré de cette caractéristique individuelle. | Zboja et al. (2016) |
| • Nombre de fournisseurs de la firme cliente | Cluster industriel (industrie de fabrication de carrelage) | Le nombre de fournisseurs n’affecte pas la relation entre la valeur perçue globale et la satisfaction. | Callarisa Fiol et al. (2009) |
|
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|||
| Variables descriptives | |||
| • Segment de marché (B2B /B2C) | Diversité de secteurs d’activité (méta-analyse) | Le lien valeur–satisfaction est plus fort pour le B2B que pour le B2C. | Vieira (2013) |
| • Genre | Distribution de détail (espace culturel d’un point de vente) | Le lien entre la valeur utilitaire (hédonique) et la satisfaction est plus fort pour les hommes (les femmes). | Mencarelli et Lombart (2017) |
| Cyclo-tourisme | Le genre ne modère pas la relation valeur–satisfaction. | Han et al. (2017) | |
| Service mobile de messagerie instantanée | La valeur émotionnelle affecte plus fortement la satisfaction pour les hommes. | Deng et al. (2010) | |
| Produits de marques de distributeurs | L’effet de la valeur utilitaire sur la satisfaction est plus fort pour les hommes et l’effet de la valeur hédonique sur la satisfaction est plus élevé pour les femmes. | Mishra (2014) | |
| • Nationalité | Destination touristique urbaine | La nationalité ne modère pas la relation valeur perçue–satisfaction. | Forgas-Coll et al. (2012) |
| • Age | Service mobile de messagerie instantanée | La valeur émotionnelle affecte plus fortement la satisfaction pour les jeunes (moins de 24 ans). | Deng et al. (2010) |
| Produits de marques de distributeurs | L’âge modère les effets de la valeur utilitaire et de la valeur hédonique sur la satisfaction : en particulier, l’impact de la valeur utilitaire est plus élevé pour les 26–35 ans et l’impact de la valeur hédonique est plus élevé pour les 36–45 ans. | Mishra (2014) | |
| • Revenu | Produits de marques de distributeurs | L’effet de la valeur utilitaire sur la satisfaction est plus élevé pour les faibles revenus et l’effet de la valeur hédonique sur la satisfaction est plus élevé pour les plus hauts revenus. | Mishra (2014) |
| • Etudiant ou non | Diversité de secteurs d’activité (méta-analyse) | Pas de modération. | Vieira (2013) |
| • Retraité ou non | Services financiers | Les sources de destruction de valeur ont un effet négatif sur la satisfaction plus important pour les retraités que pour les non-retraités. | Sweeney et al. (2018) |
| Variables psychographiques | |||
| • Familiarité | Restaurant | Les effets de la valeur utilitaire et de la valeur hédonique sur la satisfaction ne sont pas modérés par le degré de familiarité du consommateur. | Ha et Jang (2010) |
| • Implication dans la catégorie de produit | Spectacle sportif (basket-ball) | Les personnes moyennement impliquées par le basket dérivent leur satisfaction de la seule variable hédonique. Pour les personnes très impliquées, la dimension Equipe (qualité perçue) a un impact encore plus important par rapport à l’hédonisme. | Derbaix et al., 2010 |
| • Orientation motivationnelle hédonique | Distribution de détail (espace culturel d’un point de vente) | Le lien entre la valeur utilitaire (hédonique) et la satisfaction est plus fort pour les consommateurs avec une faible (forte) orientation hédonique. | Mencarelli et Lombart (2017) |
| • Religiosité (croyances et pratiques islamiques) | Les offres touristiques | Le degré de religiosité modère la relation entre certaines dimensions de la valeur et la satisfaction : en particulier l’effet de la présence d’attributs islamiques (tels la présence de salles de prière, l’accès à de la nourriture halal. . .) affecte plus fortement la satisfaction pour les individus présentant un degré de religiosité islamique plus élevé. | Eid et El-Gohary (2015) |
| Variables comportementales | |||
| • Age relationnel avec la marque / le fournisseur | Distribution de détail (espace culturel d’un point de vente) | Le lien entre la valeur utilitaire (hédonique) et la satisfaction est plus fort pour les consommateurs ayant une faible (forte) fréquence de visite du point de vente. | Mencarelli et Lombart (2017) |
| • Expérience / Temps d’usage | Service mobile de messagerie instantanée | L’expérience / temps d’usage ne modère pas la relation valeur–satisfaction. | Deng et al. (2010) |
| • Expériences antérieures du client | Tourisme rural | Les expériences antérieures ne modèrent pas la relation entre la valeur perçue globale et la satisfaction. | Frías-Jamilena et al. (2013) |
| • Expériences antérieures du client | Tourisme rural | Les effets de la valeur fonctionnelle sur la satisfaction sont plus importants pour les primo-consommateurs que pour les clients ayant déjà eu une expérience avec l’offre. A l’inverse, les effets de la valeur affective sur la satisfaction sont plus importants pour les consommateurs ayant déjà eu une expérience avec l’offre que pour les primo-consommateurs. | Polo Peña et al. (2013) |
Annexe 3. Présentation de l’étude qualitative exploratoire
Objectif :
Guide d’entretien :
Annexe 4. Développement de la mesure « sources de valeur perçue d’une émission TV »
Structure factorielle retenue à l’issue du pré-test.
| KMO = 0,847 ; Chi2 = 4544,969 ; ddl = 300 ; p <0,001 |
||||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Extr. | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | |
| actualites_regard_critique | 0,884 | 0,917 | ||||||
| actualites_etre_au_courant | 0,879 | 0,897 | ||||||
| actualites_des_sujets | 0,843 | 0,889 | ||||||
| actualites_facon_originale | 0,783 | 0,850 | ||||||
| epreuve_ludique_droles | 0,890 | 0,901 | ||||||
| epreuve_ludique_decalees | 0,862 | 0,890 | ||||||
| epreuve_ludique_legeres | 0,666 | 0,810 | ||||||
| participants_utiles | 0,804 | -0,898 | ||||||
| participants_bons_rapports | 0,719 | -0,832 | ||||||
| participants_interessants | 0,730 | -0,809 | ||||||
| participants_echanges_interessants | 0,772 | -0,790 | ||||||
| authenticite_scenes_surfaites | 0,840 | 0,909 | ||||||
| authenticite_pas_naturelle | 0,846 | 0,908 | ||||||
| authenticite_scenarisee | 0,790 | 0,867 | ||||||
| authenticite_manque_sincerite | 0,763 | 0,826 | ||||||
| interet_sujet_me_plaisent | 0,785 | 0,889 | ||||||
| interet_sujet_sont_interessants | 0,817 | 0,810 | ||||||
| interet_sujet_traites_correctement | 0,718 | 0,800 | ||||||
| interet_sujet_sont_originaux | 0,739 | 0,799 | ||||||
| proximite_donne_idee_areproduire | 0,833 | 0,863 | ||||||
| proximite_inspiration | 0,812 | 0,854 | ||||||
| proximite_aide_situation_quotidien | 0,698 | 0,785 | ||||||
| decourverte_im_cultures | 0,856 | 0,871 | ||||||
| decourverte_im_voyager | 0,840 | 0,865 | ||||||
| decourverte_im_nouveau_regard | 0,851 | 0,826 | ||||||
| Valeurs propres | 7,012 | 3,980 | 2,656 | 2,001 | 1,817 | 1,432 | 1,120 | |
| Variance expliquée (%) | 28,047 | 15,921 | 10,623 | 8,005 | 7,269 | 5,727 | 4,480 | |
| Variance expliquée totale (%) | 80,073 | |||||||
| Alpha de Cronbach | 0,937 | 0,865 | 0,876 | 0,912 | 0,875 | 0,827 | 0,910 | |
Annexe 5. Echantillon de l’étude 1
| Modalités | Cumul d’expériences |
Total | test | p | |
|---|---|---|---|---|---|
| faible | élevé | ||||
| Effectif | 667 | 473 | 1 140 | ||
| Genre | |||||
| Homme | 51,2% | 46,9% | 49,4% | Khi-2 = 2,033 | 0,086 |
| Femme | 48,8% | 53,1% | 50,6% | ||
| CSP | |||||
| Agriculteur exploitant | 1,4% | 1,5% | 1,4% | Khi-2 = 8,233 | 0,411 |
| Artisan, commerçant, chef d’entr. | 4,3% | 4,9% | 4,5% | ||
| Cadre et prof. intellec. sup. | 11,5% | 10,5% | 11,1% | ||
| Employé | 20,6% | 24,6% | 22,3% | ||
| Etudiant | 38,0% | 36,0% | 37,2% | ||
| Ouvrier | 5,3% | 3,0% | 4,4% | ||
| Prof. intermédiaire | 5,3% | 4,5% | 5,0% | ||
| Retraité | 6,6% | 8,6% | 7,4% | ||
| Sans emploi | 7,0% | 6,4% | 6,8% | ||
| Format | |||||
| en direct | 88,1% | 88,3% | 88,2% | Khi-2 = 1,973 | 0,373 |
| en replay | 11,8% | 11,0% | 11,5% | ||
| à partir d’un enregistrement | 0,2% | 0,6% | 0,4% | ||
| Age | Moy=33 | Moy=33 | t = −0,170 | 0,865 | |
Annexe 6. Qualités psychométriques des mesures de l’étude 1
Analyse factorielle confirmatoire des autres mesures.
| Construits / Items | Coefficients standardisés (t) |
|---|---|
| Satisfaction | α=0,919 ; CR=0,920 ; Rhôvc=0,794 |
| Sat2r. Je suis plus souvent déçu que content par cette émission | 0,904 (*) |
| Sat3. Globalement, je suis vraiment satisfait de cette émission | 0,902 (45,016) |
| Sat1r. Par rapport à ce que j’en attends, je suis un peu déçu par cette émission | 0,866 (41,680) |
| Cumul d’experiences | r=0,629 ; CR=0,776 ; Rhôvc=0,634 |
| freq. Je regarde cette émission TV [très peu souvent ; tout le temps] | 0,844 (*) |
| int. Je regarde le plus souvent [une petite partie de l’émission ; l’intégralité de l’émission] | 0,746 (20,276) |
Items évalués à partir d’échelle de Likert en 7 points. CR = Composite Reliability ; α = alpha de Cronbach ; r=Corrélation de Pearson.
Annexe 7. Echantillon de l’étude 2
| Cumul d’expériences |
Total | test | p | ||
|---|---|---|---|---|---|
| faible | élevé | ||||
| Effectif | 247 | 190 | 437 | ||
| Genre | |||||
| Homme | 35,6% | 24,2% | 30,7% | Khi-2 = 6,584 | 0,007 |
| Femme | 64,4% | 75,8% | 69,3% | ||
| CSP | |||||
| Agriculteur exploitant | 0,4% | 0,5% | 0,5% | Khi-2 = 4,947 | 0,763 |
| Artisan, commerçant, chef d’entr. | 9,7% | 11,6% | 10,5% | ||
| Cadre et prof. intellec. sup. | 13,8% | 12,1% | 13,0% | ||
| Employé | 30,8% | 27,9% | 29,5% | ||
| Etudiant | 16,2% | 22,1% | 18,8% | ||
| Ouvrier | 8,9% | 10,0% | 9,4% | ||
| Prof. intermédiaire | 13,0% | 11,6% | 12,4% | ||
| Retraité | 5,7% | 3,2% | 4,6% | ||
| Sans emploi | 1,6% | 1,1% | 1,4% | ||
| Format | |||||
| en direct | 89,9% | 87,9% | 89,0% | Khi-2 = 1,680 | 0,432 |
| en replay | 8,1% | 11,1% | 9,4% | ||
| à partir d’un enregistrement | 2,0% | 1,1% | 1,6% | ||
| Age | Moy=34 | Moy=33 | t = 1,021 | 0,308 | |
Annexe 8. Qualités psychométriques des mesures de l’étude 2
Analyse factorielle confirmatoire des autres mesures.
| Construits / Items | Coefficients standardisés (t) |
|---|---|
| Satisfaction | α=0,941 ; CR=0,941 ; Rhôvc=0,842 |
| Sat2r. Je suis plus souvent déçu que content par cette émission | 0,932 (*) |
| Sat3. Globalement, je suis vraiment satisfait de cette émission | 0,914 (32,509) |
| Sat1r. Par rapport à ce que j’en attends, je suis un peu déçu par cette émission | 0,907 (31,829) |
| Cumul d’experiences | r=0,804 ; CR=0,892 ; Rhôvc=0,805 |
| freq. Je regarde cette émission TV [très peu souvent ; tout le temps] | 0,916 (*) |
| int. Je regarde le plus souvent [une petite partie de l’émission ; l’intégralité de l’émission] | 0,878 (19,889) |
Items évalués à partir d’échelle de Likert en 7 points. CR = Composite Reliability ; α = alpha de Cronbach ; r=Corrélation de Pearson.
Annexe 9. Essai de modélisation de l’étude 2 en distinguant les sources intrinsèques et extrinsèques
Effet modérateur du cumul d’expériences - méthode de Ping.
