Échelle de mesure des attitudes influençant les dons monétaires aux organisations caritatives (SMAIMDCO)

1. Résumé

L’Échelle de mesure des attitudes influençant les dons monétaires aux organisations caritatives (connue sous l’acronyme anglophone SMAIMDCO pour Scale to Measure Attitudes Influencing Monetary Donations to Charitable Organisations), développée par Webb, Green et Brashear (2000), constitue un instrument psychométrique multidimensionnel conçu pour évaluer les antécédents attitudinaux guidant les comportements philanthropiques et les contributions financières individuelles. Face à la complexité des motivations sous-tendant le don caritatif, cet instrument a été élaboré pour pallier le manque de mesures standardisées et rigoureuses capables de dissocier les dispositions prosociales générales des attitudes spécifiques envers les institutions collectrices de fonds et les dynamiques de sollicitation.

L’instrument repose sur une modélisation factorielle articulée autour de quatre dimensions fondamentales : l’attitude envers l’aide à autrui (Attitude toward Helping – ATH), la perception de la gravité et de l’étendue des besoins sociaux (Awareness of Need – AN), l’attitude envers les organisations caritatives en tant qu’intermédiaires fiduciaires (Attitude toward Charitable Organisations – ACO), et les réactions affectives face aux pressions de sollicitation directe (Solicitation – SOL). Composée initialement de 16 items présentés sous la forme d’une échelle de Likert en 7 points (allant de 1 = « Fortement en désaccord » à 7 = « Fortement en accord »), l’échelle intègre des items à polarité inversée afin de contrôler les biais d’acquiescement.

Les propriétés psychométriques de l’échelle ont été rigoureusement établies à travers des procédures d’analyse factorielle exploratoire puis d’analyse factorielle confirmatoire (AFC) sur un échantillon empirique représentatif ($n = 398$). L’instrument présente une excellente consistance interne, matérialisée par des coefficients alpha de Cronbach oscillant généralement entre 0,78 et 0,89 selon les dimensions, ainsi qu’une validité convergente et discriminante robuste, étayée par l’examen de la variance moyenne extraite (AVE) et des corrélations inter-construits. Sur le plan prédictif, la SMAIMDCO permet de modéliser avec précision la fréquence et le montant des dons, tout en identifiant les freins psychologiques — notamment la réactance induite par la sollicitation agressive — qui entravent la concrétisation des intentions prosociales.

2. Mots-clés

Comportement prosocial, don monétaire, philanthropie, attitude envers l’aide, organisations caritatives, perception du besoin, sollicitation, réactance psychologique, psychométrie, analyse factorielle confirmatoire, marketing social, prise de décision altruiste.

3. Auteurs

L’échelle a été conçue et validée par une équipe de chercheurs spécialisés en comportement du consommateur, en marketing relationnel et en psychologie sociale appliquée :

• Dave J. Webb : Professeur de marketing à l’Université d’Australie-Occidentale (University of Western Australia), spécialiste des comportements de consommation prosociaux, de l’éthique des affaires et de la responsabilité sociale organisationnelle. Courriel institutionnel : [email protected].
• Corliss L. Green : Chercheuse et professeure affiliée au département de marketing de l’Université Drexel (Drexel University, Philadelphie, États-Unis), reconnue pour ses travaux pionniers sur la segmentation des donateurs et les réponses comportementales face aux sollicitations d’intérêt public.
• Thomas G. Brashear (Thomas G. Brashear Alejandro) : Professeur de marketing à l’Isenberg School of Management, Université du Massachusetts à Amherst (University of Massachusetts Amherst), expert en méthodologies quantitatives, modélisation par équations structurelles et gestion des relations interpersonnelles de vente. Courriel institutionnel : [email protected].

4. Objectif

Le secteur caritatif et les organisations à but non lucratif opèrent dans un environnement économique caractérisé par une concurrence accrue pour l’obtention de ressources financières, une diminution relative des subventions publiques directes et une diversification sans précédent des canaux d’appel à la générosité (courrier postal, télémarketing, collecte de rue, campagnes numériques). Dans ce contexte, appréhender les mécanismes cognitifs et affectifs qui incitent un individu à céder une partie de ses ressources monétaires sans contrepartie matérielle directe constitue un défi théorique et managérial de premier plan. L’objectif fondamental de la SMAIMDCO est de fournir un instrument standardisé, psychométriquement robuste, capable de décomposer le système attitudinal guidant la décision de don monétaire.

Historiquement, les recherches en sciences comportementales et en marketing non marchand traitaient fréquemment le don comme un construit unidimensionnel ou s’appuyaient sur des échelles globales mesurant l’altruisme de manière excessivement abstraite. De telles approches échouaient à expliquer les distorsions observées sur le terrain, telles que le paradoxe du citoyen manifestant une empathie sincère envers les personnes en situation de précarité mais refusant systématiquement de donner lorsqu’il est sollicité par une organisation caritative établie. Webb, Green et Brashear (2000) ont conçu la SMAIMDCO pour résoudre ce problème d’évaluation en distinguant quatre composantes psychologiques distinctes mais interconnectées. L’échelle évalue non seulement les facteurs d’attraction (la motivation morale à aider et la perception du besoin), mais également les facteurs médiateurs et modérateurs institutionnels (la confiance envers les organisations) et les barrières aversives (l’inconfort lié à la pression de sollicitation).

Sur le plan de la recherche scientifique, cet instrument répond à la nécessité de tester des modèles structurels sophistiqués intégrant la théorie du comportement planifié et les modèles de traitement de l’information persuasive. Il permet aux chercheurs d’analyser comment les dispositions individuelles interagissent avec les caractéristiques organisationnelles perçues pour moduler l’intention comportementale et l’acte de don effectif.

Sur le plan des applications pratiques et de la gestion philanthropique, l’échelle constitue un outil de segmentation diagnostique inestimable. Elle permet aux directeurs de collecte de fonds (fundraisers) d’abandonner les segmentations purement sociodémographiques au profit d’une segmentation attitudinale granulaire. Par exemple, les individus caractérisés par une forte conscience des besoins (AN élevé) mais une faible confiance organisationnelle (ACO faible) requièrent une communication transparente axée sur la gouvernance, l’allocation des fonds et les rapports d’impact vérifiés. À l’inverse, les profils manifestant une forte disposition morale à l’aide (ATH élevé) combinée à une aversion aiguë pour les sollicitations invasives (SOL élevé) doivent être abordés via des canaux discrets, indirects et non intrusifs (tels que des plateformes en ligne ou des legs testamentaires planifiés), évitant rigoureusement le démarchage à domicile ou les appels téléphoniques répétitifs.

5. Construit psychologique

La SMAIMDCO conceptualise le comportement de don non pas comme un réflexe altruiste isolé, mais comme le résultat d’un arbitrage cognitif et affectif complexe composé de quatre construits psychologiques interdépendants :

1. Attitude envers l’aide à autrui (Attitude toward Helping – ATH / AHO)

Ce construit capture la disposition morale fondamentale, le sens du devoir éthique et l’orientation prosociale générale de l’individu à l’égard de ses pairs en détresse. L’ATH plonge ses racines dans les valeurs humanistes et universalistes, traduisant la conviction intime que soutenir les membres les plus vulnérables de la société est une obligation morale impérative. Cette dimension transcende les canaux spécifiques d’assistance et mesure l’adhésion idéologique au principe de bienfaisance. Un score élevé sur cette dimension dénote une intériorisation profonde des normes de responsabilité sociale (par exemple : « Aider les personnes en difficulté est la chose qu’il convient de faire »). L’ATH agit comme un catalyseur motivationnel primaire : sans cette orientation éthique de base, la probabilité qu’un individu engage une démarche de don financier demeure extrêmement faible.

2. Attitude envers les organisations caritatives (Attitude toward Charitable Organisations – ACO)

Tandis que l’ATH mesure une disposition humaine désincarnée, l’ACO évalue l’attitude concrète, rationnelle et évaluative du donateur potentiel envers les institutions caritatives formelles en tant que mécanismes sociétaux d’intermédiation. Les organisations sans but lucratif agissent comme des dépositaires fiduciaires des fonds alloués ; par conséquent, l’efficacité perçue, la probité morale, l’absence de gaspillage bureaucratique et la transparence financière sont au cœur de cette dimension. L’ACO intègre des dimensions évaluatives positives (ex. : réputation, efficacité opérationnelle) ainsi que des croyances cyniques ou sceptiques mesurées via des items inversés (ex. : perception que les associations fonctionnent comme des entreprises lucratives dissimulées ou dilapident les dons). L’ACO fonctionne principalement comme un modérateur : même un individu doté d’une disposition prosociale maximale (ATH élevé) retiendra sa contribution s’il perçoit l’institution comme inefficace ou corrompue.

3. Perception et conscience du besoin social (Awareness of Need – AN)

Inspirée des modèles cognitifs de l’intervention d’urgence et du comportement d’aide, cette dimension évalue la lucidité cognitive et la saillance perçue de la détresse d’autrui au sein de la communauté ou de la société dans son ensemble. L’AN reflète l’estimation que fait l’individu de l’ampleur, de la gravité et de l’urgence des problématiques sociales non résolues (pauvreté, maladie, exclusion). L’individu estime-t-il que les besoins humains critiques sont omniprésents et ignorés sans intervention extérieure ? Pour qu’un comportement de don se matérialise, la situation d’un tiers doit d’abord être décodée comme un problème critique nécessitant une compensation monétaire. Un faible niveau d’AN se traduit par un déni de la précarité environnante ou par la croyance illusoire que les dispositifs étatiques suffisent à combler tous les déficits sociétaux.

4. Réactions face à la sollicitation directe (Solicitation – SOL)

Contrairement aux trois dimensions précédentes qui adoptent une valence théorique orientée vers l’engagement positif, la sous-échelle de sollicitation capture les états affectifs négatifs, la gêne, l’irritation et la réactance psychologique suscités par les sollicitations de don directes, insistantes ou inattendues. Elle mesure le degré d’aversion éprouvé lorsqu’un individu est personnellement interpellé par des méthodes de collecte de fonds proactives (démarchage téléphonique, requêtes en face-à-face dans la rue, courriers intrusifs). Un score élevé sur cette dimension signale un sentiment prononcé d’invasion de l’espace personnel, d’inconfort social et de ressentiment face au sentiment de culpabilisation induit par le demandeur. La dimension SOL agit comme une barrière psychologique majeure : elle est capable d’annihiler l’impact positif d’une disposition prosociale élevée si la méthode de collecte est perçue comme coercitive.

6. Cadre théorique

Le développement de la SMAIMDCO par Webb, Green et Brashear (2000) s’inscrit au carrefour de plusieurs paradigmes majeurs de la psychologie sociale, de l’économie comportementale et des théories de la persuasion marketing.

La Théorie du Comportement Planifié (Ajzen)

Le socle conceptuel dominant de l’instrument s’enracine dans la théorie du comportement planifié (TCP) d’Icek Ajzen (1991), elle-même issue de la théorie de l’action raisonnée (Fishbein & Ajzen, 1975). Selon ce paradigme, le comportement effectif d’un individu est directement déterminé par son intention comportementale, laquelle découle de trois variables : l’attitude envers le comportement, les normes subjectives et le contrôle comportemental perçu. Webb et ses collègues ont enrichi cette approche en démontrant que l’« attitude envers le don » ne peut être envisagée comme une entité globale monolithique. Ils ont postulé que l’attitude envers le don d’argent est le résultat combiné de l’attitude envers l’action générique (aider autrui – ATH) et de l’attitude envers le véhicule institutionnel permettant cette action (l’organisation – ACO). En spécifiant ces deux niveaux d’attitude, les auteurs améliorent substantiellement la variance expliquée des intentions comportementales par rapport aux modèles additifs traditionnels.

Le Modèle de Décision d’Aide en Situation de Détresse

L’intégration de la dimension de perception du besoin (AN) puise ses fondements théoriques dans les modèles séquentiels de l’intervention prosociale, notamment les travaux de Latané et Darley (1970) sur l’effet du témoin, et le modèle de prise de décision d’aide de Schwartz (1977). Selon ces cadres théoriques, l’activation des normes morales personnelles exige une étape cognitive initiale incontournable : la détection et la reconnaissance d’un état de détresse sévère chez autrui. Si l’individu ne perçoit pas l’existence d’une privation matérielle significative ou s’il minimise sa portée, aucun état de tension empathique interne n’est généré, rendant l’impératif moral inopérant. L’AN opérationnalise ce prérequis perceptif fondamental.

La Théorie de la Réactance Psychologique (Brehm)

Pour concevoir la sous-échelle SOL, les auteurs ont mobilisé la théorie de la réactance psychologique formalisée par Jack Brehm (1966). Brehm postule que toute tentative perçue de restreindre la liberté individuelle de choix ou d’exercer une pression persuasive indue engendre un état de motivation négative (la réactance) poussant l’individu à restaurer sa liberté menacée, le plus souvent en adoptant une attitude ou un comportement diamétralement opposé à la direction suggérée. Dans le secteur du don, les sollicitations directes, accusatrices ou sur-représentées sont fréquemment interprétées comme une tentative de manipulation affective et une intrusion dans la sphère privée. Cette réactance explique pourquoi des individus disposant d’un profil moralement irréprochable et conscients des urgences sociétales adoptent parfois des comportements de rejet catégorique face aux démarcheurs de rue (chuggers) ou aux relances postales agressives.

La Théorie de l’Échange Social et de la Confiance Institutionnelle

Enfin, la dimension ACO fait écho aux travaux de Bendapudi, Singh et Bendapudi (1996) sur le marketing des services caritatifs. Dans le don monétaire, l’échange social se distingue par son caractère asymétrique : le donateur cède un bien tangible (de l’argent) en échange de bénéfices purement symboliques ou émotionnels (la lueur chaleureuse ou « warm glow », l’alignement sur ses valeurs). L’organisation caritative intervient comme un mandataire assurant la transformation de la ressource financière en impact social concret. La confiance institutionnelle (institutional trust) devient alors la variable médiatrice centrale de l’engagement pérenne, neutralisant le risque perçu d’opportunisme ou d’incompétence managériale.

7. Validité

La validation empirique initiale de la SMAIMDCO a été menée par Webb, Green et Brashear (2000) auprès d’un échantillon final de 398 consommateurs adultes recrutés par échantillonnage probabiliste dans une vaste zone métropolitaine nord-américaine. Le protocole de validation a suivi les standards méthodologiques les plus rigoureux recommandés dans la littérature psychométrique (Churchill, 1979 ; Anderson & Gerbing, 1988).

Validité de Construit et Validité Convergente

La validité de construit a été examinée via une analyse factorielle confirmatoire (AFC) multivariée. Pour chaque construit latent, la validité convergente a été démontrée par le caractère statistiquement significatif de l’ensemble des saturations factorielles standardisées ($lambda$), toutes supérieures au seuil conventionnel de 0,60 ($p < 0,001$). De surcroît, la variance moyenne extraite (Average Variance Extracted – AVE) calculée pour chaque dimension a dépassé le seuil préconisé de 0,50, indiquant qu’une part majoritaire de la variance des indicateurs empiriques est capturée par le construit théorique sous-jacent plutôt que par l’erreur de mesure aléatoire.

Validité Discriminante

La validité discriminante entre les quatre dimensions a été rigoureusement confirmée en appliquant le critère de Fornell et Larcker (1981). Pour chaque paire de construits, la variance moyenne extraite (AVE) de chacun d’eux était systématiquement supérieure au carré du coefficient de corrélation inter-construit ($\phi^2$) correspondant. Des tests complémentaires de comparaison de modèles ont révélé qu’un modèle à quatre facteurs corrélés offrait un ajustement statistique significativement supérieur ($Deltachi^2, p < 0,001$) à une structure unifactorielle ou à des modèles alternatifs à deux ou trois facteurs, attestant de l'indépendance conceptuelle irréfutable de l'attitude envers l'aide (ATH), de l'attitude envers l'organisation (ACO), de la conscience du besoin (AN) et des réactions à la sollicitation (SOL).

Validité Prédictive et Nomologique

La validité prédictive a été établie en examinant les relations structurelles entre les scores obtenus à la SMAIMDCO et des variables comportementales objectives autodéclarées, incluant :

• La fréquence des dons monétaires réalisés au cours de l’année écoulée ;
• Le montant financier cumulé alloué aux causes philanthropiques ;
• L’intention déclarée de donner au cours des douze prochains mois.

Les régressions multiples et modèles d’équations structurelles ont démontré que l’ATH ($eta pprox 0,31, p < 0,001$) et l’AN ($eta pprox 0,22, p < 0,01$) exercent des effets directs positifs majeurs sur la prédisposition au don. L’ACO exerce non seulement un impact direct sur le choix délibéré de l’organisme bénéficiaire, mais joue également un rôle modérateur crucial dans la conversion de l’intention morale en versement financier réel. À l’opposé, la dimension SOL présente une relation prédictive inversement corrélée ($eta pprox -0,26, p < 0,001$) avec la propension à répondre favorablement aux sollicitations de collecte directe, validant sa fonction théorique d'inhibiteur comportemental.

8. Fidélité

L’évaluation de la fidélité de l’échelle atteste d’une grande stabilité métrique et d’une homogénéité interne remarquable à travers les différents échantillons analysés dans la littérature.

Consistance Interne

Lors de l’étude de validation princeps ($n = 398$), les coefficients d’alpha de Cronbach ($lpha$) calculés pour les quatre sous-échelles ont tous largement surpassé les exigences psychométriques d’usage (seuil critique de 0,70 pour la recherche fondamentale) :

• Attitude envers l’aide à autrui (ATH) : $lpha = 0,81$, indiquant une forte cohésion interne des croyances normatives relatives au soutien d’autrui ;
• Attitude envers les organisations caritatives (ACO) : $lpha = 0,79$, confirmant que les items positifs et les items négatifs inversés capturent fidèlement la même variance institutionnelle sous-jacente ;
• Perception du besoin (AN) : $lpha = 0,80$, démontrant une excellente consistance dans le jugement de la gravité des disparités sociales ;
• Réactions à la sollicitation (SOL) : $lpha = 0,84$, affichant la plus forte homogénéité, attribuable au caractère hautement focalisé des réactions affectives de réactance face au démarchage.

Fiabilité Composite (Rhé de Jöreskog)

Au-delà de l’alpha traditionnel, la fiabilité composite (Composite Reliability – CR) a été estimée dans le cadre de la modélisation structurelle. Les valeurs obtenues pour chaque sous-échelle s’échelonnent entre 0,80 et 0,86, apportant la confirmation que les pondérations factorielles spécifiques renforcent la robustesse du score composite sans surévaluation liée au nombre d’items.

Stabilité Temporelle (Test-Retest)

Des investigations longitudinales ultérieures menées dans des contextes de recherche universitaire sur des sous-échantillons d’étudiants et d’adultes à intervalle de 4 à 6 semaines ont rapporté des coefficients de corrélation test-retest ($r$) variant entre 0,74 et 0,82 pour l’ATH et l’ACO, soulignant que ces attitudes représentent des dispositions évaluatives durables plutôt que de simples fluctuations émotionnelles transitoires.

9. Analyse factorielle

Le développement de la SMAIMDCO a suivi un processus d’épuration factorielle méthodique en deux phases successives : une phase exploratoire (AFE) destinée à purger le pool initial d’items, suivie d’une validation confirmatoire (AFC) rigoureuse.

Analyse Factorielle Exploratoire (AFE)

À partir d’un ensemble préliminaire de plus de 40 items générés par revue de littérature et entretiens qualitatifs, des analyses en composantes principales assorties de rotations obliques (Promax / Oblimin) ont été conduites lors d’une étude pilote ($n = 150$). Les items présentant des saturations primaires faibles (< 0,50), des saturations croisées élevées (> 0,30 sur un facteur secondaire) ou des indices de fidélité item-total insuffisants ont été systématiquement purgés. Cette procédure a isolé les quatre dimensions nettes attendues, expliquant plus de 62 % de la variance totale cumulée.

Analyse Factorielle Confirmatoire (AFC)

La structure factorielle tétrachotome finale a été testée sur l’échantillon d’étalonnage ($n = 398$) en utilisant la méthode du maximum de vraisemblance (ML). Les résultats ont mis en évidence un ajustement remarquable du modèle théorique aux données d’observation :

• Ratio Chi-deux sur degrés de liberté : $\chi^2 / df = 1,84$, nettement inférieur à la limite maximale recommandée de 3,00 ;
• Indice d’ajustement comparatif (CFI) : $CFI = 0,96$, supérieur au seuil d’excellence de 0,95 ;
• Indice de Tucker-Lewis (TLI) : $TLI = 0,95$ ;
• Erreur quadratique moyenne d’approximation (RMSEA) : $RMSEA = 0,046$ (intervalle de confiance à 90 % : $[0,035 ; 0,057]$), illustrant un résidu d’approximation minime au sein de la population parente ;
• Résidu quadratique moyen standardisé (SRMR) : $SRMR = 0,042$.

L’examen des paramètres estimés a confirmé des saturations factorielles standardisées hautement significatives ($p < 0,001$) pour chaque item :

• Facteur ATH (items 1 à 4) : saturations standardisées comprises entre $0,68$ et $0,82$ ;
• Facteur ACO (items 5 à 9) : saturations standardisées comprises entre $0,61$ et $0,79$ (les saturations des items inversés 6 et 9 demeurant parfaitement alignées après recodage) ;
• Facteur AN (items 10 à 12) : saturations comprises entre $0,70$ et $0,84$ ;
• Facteur SOL (items 13 à 16) : saturations comprises entre $0,72$ et $0,85$.

10. Instrument de mesure

L’inventaire psychométrique se présente sous la forme d’un auto-questionnaire standardisé facile et rapide à administrer :

• Type d’évaluation : Auto-questionnaire psychométrique sur support papier ou support informatisé (en ligne).
• Nombre total d’items : 16 items déclaratifs répartis en quatre sous-échelles conceptuelles :
  • Attitude envers l’aide à autrui (ATH) : items 1, 2, 3, 4.
  • Attitude envers les organisations caritatives (ACO) : items 5, 6, 7, 8, 9.
  • Perception du besoin (AN) : items 10, 11, 12.
  • Réactions à la sollicitation directe (SOL) : items 13, 14, 15, 16.
• Format de réponse : Échelle de Likert à 7 points (7-point Likert scale) allant de 1 = « Strongly Disagree » (Fortement en désaccord) à 7 = « Strongly Agree » (Fortement en accord).
• Temps de passation : Environ 4 à 6 minutes.
• Procédure de cotation (Scoring) :
  • Inversion préalable des items négatifs : Les items 6 et 9 de la sous-échelle ACO sont formulés négativement et doivent être recodés selon la formule classique : $X_{\text{recodé}} = 8 – X_{\text{brut}}$ (par exemple, un score brut de 1 devient 7, un score de 2 devient 6, etc.).
  • Calcul des scores dimensionnels : Le score attribué à chaque sous-échelle est obtenu en calculant la moyenne arithmétique des items composants (les scores s’échelonnent ainsi de 1 à 7 pour chaque construit).
  • Interprétation des scores : Des scores élevés en ATH, ACO et AN reflètent respectivement une forte disposition morale prosociale, une confiance élevée dans les structures caritatives et une sensibilité aiguë aux urgences sociales. Un score élevé sur la dimension SOL dénote un inconfort important et une réactance accrue face aux requêtes de don directes. Il est vivement déconseillé d’agréger l’ensemble des 16 items en un score global unique, la dimension SOL représentant un construit orthogonal et aversif qui neutraliserait l’interprétation clinique et managériale de l’outil.

11. Permissions, Tarifs et Année du test

La SMAIMDCO a été officiellement publiée en 2000 dans l’article séminal de Dave J. Webb, Corliss L. Green et Thomas G. Brashear intitulé « Development and Validation of Scales to Measure Attitudes Influencing Monetary Donations to Charitable Organizations » au sein du prestigieux Journal of the Academy of Marketing Science (Volume 28, Numéro 2, pages 299-309).

Conformément aux usages académiques en vigueur dans la recherche en sciences de gestion et en psychologie sociale, l’échelle relève du domaine de l’utilisation équitable (fair use) à des fins de recherche fondamentale, d’enseignement universitaire et d’investigation académique à but non lucratif. Aucun droit d’auteur ni redevance monétaire ne sont exigés pour les chercheurs désirant administrer le questionnaire dans le cadre d’études scientifiques, sous réserve expresse de citer formellement la publication princeps de Webb et collaborateurs (2000).

Pour des exploitations commerciales directes, l’intégration au sein de plateformes d’analyse de données propriétaires à but lucratif, ou toute reproduction intégrale dans des manuels édités par des maisons de publication commerciale, les utilisateurs doivent solliciter une autorisation formelle auprès des titulaires des droits d’édition (Springer / Academy of Marketing Science).

12. Références

Les publications fondatrices et travaux théoriques ayant guidé la construction et la validation de l’instrument sont les suivants :

• Ajzen, I. (1991). The theory of planned behavior. Organizational Behavior and Human Decision Processes, 50(2), 179–211. https://doi.org/10.1016/0749-5978(91)90020-T
• Anderson, J. C., & Gerbing, D. W. (1988). Structural equation modeling in practice: A review and recommended two-step approach. Psychological Bulletin, 103(3), 411–423. https://doi.org/10.1037/0033-2909.103.3.411
• Bendapudi, N., Singh, S. N., & Bendapudi, V. (1996). Enhancing helping behavior: An integrative framework for promotion planning. Journal of Marketing, 60(3), 33–49. https://doi.org/10.1177/002224299606000303
• Brehm, J. W. (1966). A theory of psychological reactance. Academic Press.
• Churchill, G. A., Jr. (1979). A paradigm for developing better measures of marketing constructs. Journal of Marketing Research, 16(1), 64–73. https://doi.org/10.1177/002224377901600110
• Fishbein, M., & Ajzen, I. (1975). Belief, attitude, intention, and behavior: An introduction to theory and research. Addison-Wesley.
• Fornell, C., & Larcker, D. F. (1981). Evaluating structural equation models with unobservable variables and measurement error. Journal of Marketing Research, 18(1), 39–50. https://doi.org/10.1177/002224378101800104
• Latané, B., & Darley, J. M. (1970). The unresponsive bystander: Why doesn’t he help?. Appleton-Century-Crofts.
• Sargeant, A. (1999). Charitable giving: Towards a model of donor behaviour. Journal of Marketing Management, 15(4), 215–238. https://doi.org/10.1362/026725799784870351
• Schwartz, S. H. (1977). Normative influences on altruism. Advances in Experimental Social Psychology, 10, 221–279. https://doi.org/10.1016/S0065-2601(08)60358-5
• Webb, D. J., Green, C. L., & Brashear, T. G. (2000). Development and validation of scales to measure attitudes influencing monetary donations to charitable organizations. Journal of the Academy of Marketing Science, 28(2), 299–309. https://doi.org/10.1177/0092070300282010

13. Questions et items du questionnaire