Questionnaire abrégé sur le capital social au travail – Version persane

1. Résumé / Abstract

Le Questionnaire abrégé sur le capital social au travail (Short-Form Workplace Social Capital Questionnaire – Version persane) est un instrument psychométrique d’auto-évaluation conçu pour mesurer les dimensions structurelles et cognitives du capital social au sein des organisations professionnelles, spécifiquement adapté et validé auprès du personnel soignant en Iran par Firouzbakht et ses collaborateurs en 2018. Dérivé de l’échelle originale en huit items développée initialement en Finlande par le groupe de recherche d’Anne Kouvonen (2006), cet outil évalue la qualité des interactions professionnelles, le climat de confiance mutuelle, le partage des valeurs et le soutien managérial perçu au sein des unités de travail.

L’adaptation transculturelle en langue persane s’est appuyée sur un protocole rigoureux de rétro-traduction conforme aux directives de l’Organisation mondiale de la Santé (OMS). L’évaluation psychométrique menée auprès de 440 infirmières a mis en évidence une structure bidimensionnelle robuste expliquant 65 % de la variance totale, composée de deux facteurs distincts mais complémentaires : la Cohésion de groupe (capital social horizontal, 5 items) et le Management engagé (capital social vertical, 3 items). Les items sont évalués au moyen d’une échelle de Likert en 5 points allant de 1 (« totalement en désaccord ») à 5 (« totalement d’accord »).

Les propriétés métrologiques de la version persane attestent d’une excellente consistance interne (coefficient alpha de Cronbach global de 0,80 ; oméga de McDonald de 0,79 ; indices sous-échelles oscillant entre 0,79 et 0,90) et d’une fidélité test-retest satisfaisante à deux semaines (coefficient de corrélation intraclasse, CCI = 0,71 ; Erreur standard de mesure, SEM = 2,67 ; Changement minimal détectable, MDC% = 28 %). La validité de contenu (I-CVI > 0,79), la validité convergente (Variance moyenne extraite, AVE > 0,50 ; Fiabilité construite, CR > AVE) et la validité discriminante (AVE > MSV) confirment la pertinence de l’instrument pour la recherche en santé au travail, la psychologie organisationnelle et l’évaluation des interventions managériales en milieu hospitalier.

2. Mots-clés / Keywords

Capital social au travail, Psychométrie, Santé au travail, Soins infirmiers, Adaptation transculturelle, Analyse factorielle, Psychologie organisationnelle, Climat social, Cohésion d’équipe, Confiance organisationnelle, Validité de construit, Échelle de Likert.

3. Auteurs / Authors

L’adaptation et la validation psychométrique de la version persane du questionnaire ont été menées par une équipe pluridisciplinaire de chercheurs en santé publique, en sciences infirmières et en sociologie :

• Mojgan Firouzbakht : Social Determinants of Health Research Center, Health Research Institute, Babol University of Medical Sciences, Babol, Iran.
• Aram Tirgar (Auteur correspondant : [email protected]) : Social Determinants of Health Research Center, Health Research Institute, Babol University of Medical Sciences, Babol, Iran.
• Abbas Ebadi : Behavioral Sciences Research Center, Life Style Institute, Nursing Faculty, Baqiyatallah University of Medical Sciences, Tehran, Iran.
• Hamid Sharif Nia : Department of Nursing, School of Nursing and Midwifery Amol, Mazandaran University of Medical Sciences, Sari, Iran.
• Tuula Oksanen : Finnish Institute of Occupational Health, Turku, Finlande.
• Anne Kouvonen : Faculty of Social Sciences, University of Helsinki, Helsinki, Finlande.
• Mohammad Esmaeil Riahi : Department of Social Sciences, University of Mazandaran, Babolsar, Iran.

4. Objectif / Purpose

L’objectif central du Questionnaire abrégé sur le capital social au travail est d’offrir aux chercheurs, cliniciens et gestionnaires hospitaliers un instrument de mesure standardisé, scientifiquement valide et parcimonieux, permettant d’évaluer quantitativement les ressources relationnelles et sociales disponibles dans l’environnement de travail. Historiquement, le concept de capital social a été développé et quantifié à des échelles macro-sociologiques ou communautaires (quartiers, villes, nations). Cependant, dans la mesure où les individus d’âge adulte consacrent une proportion majeure de leur temps d’éveil à leur activité professionnelle, l’organisation du travail constitue un écosystème social fondamental qui façonne directement le bien-être psychologique, l’engagement et la santé physique des employés.

Les échelles communautaires traditionnelles se révèlent inadaptées au contexte organisationnel, car elles ne prennent pas en compte les structures hiérarchiques formelles, la division des tâches, ni la nature asymétrique des relations professionnelles. En milieu de soins de santé, où les infirmières et les professionnels paramédicaux opèrent dans des conditions caractérisées par un stress aigu, une charge cognitive élevée et une interdépendance fonctionnelle critique pour la sécurité des patients, l’existence d’un outil ciblé est indispensable. Les ruptures de communication, le manque de confiance mutuelle et les défaillances du soutien hiérarchique ont des répercussions directes sur l’épuisement professionnel (burnout), l’intention de quitter la profession, ainsi que sur l’incidence des erreurs médicales évitables.

Ce questionnaire répond à ce besoin en réduisant considérablement la charge de réponse imposée aux participants grâce à un format ultra-court en 8 items. En recherche clinique et organisationnelle, il permet de diagnostiquer précisément les faiblesses relationnelles au sein des services de soins, de comparer des unités de travail sur le plan de leur santé organisationnelle, et d’évaluer l’impact longitudinal d’interventions managériales ciblées visant à renforcer la cohésion d’équipe et le leadership bienveillant.

5. Construit psychologique / Construct

Le capital social au travail est un construit latent multidimensionnel qui englobe les caractéristiques structurelles (réseaux d’interaction, canaux de communication) et cognitives (confiance partagée, réciprocité, normes communes) d’une communauté professionnelle. Dans la littérature internationale, le capital social est couramment modélisé selon trois axes :

• Le capital social d’affiliation (Bonding social capital) : Liens horizontaux forts unissant des individus partageant un statut, des rôles ou des caractéristiques similaires au sein d’une même équipe.
• Le capital social de rapprochement (Bridging social capital) : Liens latéraux unissant des groupes de travail distincts ou des départements fonctionnels hétérogènes.
• Le capital social de liaison (Linking social capital) : Liens verticaux formels reliant les subordonnés aux détenteurs de l’autorité managériale ou décisionnelle.

Dans le cadre de l’adaptation persane validée par Firouzbakht et al. (2018), l’analyse psychométrique a démontré que le construit se structure en deux dimensions cardinales adaptées aux spécificités du contexte hospitalier :

1. La Cohésion de groupe (Capital social horizontal)

Cette sous-échelle (items 1 à 5) mesure la densité du tissu relationnel entre pairs au sein de l’unité de soins. Elle capture le sentiment d’appartenance collective (« attitude d’esprit d’équipe »), l’acceptation et la compréhension mutuelle, la confiance interpersonnelle, la capacité à coopérer activement pour mettre en œuvre de nouvelles idées cliniques, ainsi que le partage d’informations professionnelles indispensables à la continuité des soins. Un score élevé sur cette dimension reflète un environnement collaboratif où règne la sécurité psychologique, favorisant l’entraide spontanée et l’innovation organisationnelle.

2. Le Management engagé (Capital social vertical)

Cette sous-échelle (items 6 à 8) évalue la qualité des relations hiérarchiques verticales entre les équipes soignantes et l’encadrement supérieur (cadres de santé, surveillants généraux). Elle quantifie la perception de bienveillance, l’équité managériale, le respect des droits des employés et la capacité des supérieurs hiérarchiques à soutenir leur personnel lors de situations conflictuelles ou complexes. Dans un contexte caractérisé par une forte hiérarchie institutionnelle, cette dimension est un prédicteur déterminant de la justice organisationnelle perçue et de la résilience du personnel.

6. Cadre théorique / Theoretical Framework

L’instrumentation du capital social au travail s’enracine dans les développements fondateurs de la sociologie contemporaine, articulés notamment autour des travaux de Pierre Bourdieu (1986), James Coleman (1988) et Robert Putnam (2000). Tandis que Bourdieu conceptualisait le capital social comme un ensemble de ressources actuelles ou potentielles liées à la possession d’un réseau durable de relations d’interconnaissance, Putnam a popularisé son acception fonctionnaliste en insistant sur la confiance civique, les normes de réciprocité et les réseaux de participation collective.

L’application de ce cadre à l’épidémiologie sociale et à la santé publique a été largement formalisée par Ichiro Kawachi et ses collègues (1999, 2004), qui ont établi les mécanismes liant le capital social à la santé individuelle : diffusion rapide des informations sanitaires, soutien social tangible amortissant le stress physiologique (axe hypothalamo-hypophyso-surrénalien), régulation des comportements déviants et accès facilité aux ressources institutionnelles. Dans le champ du management et de la santé organisationnelle, Szreter et Woolcock (2004) ont enrichi cette conceptualisation en insistant sur la distinction cruciale entre liens horizontaux (bonding/bridging) et liens verticaux (linking), soulignant que le capital social ne peut être compris indépendamment des rapports de pouvoir et de l’équité des institutions.

L’échelle abrégée développée par Anne Kouvonen et al. (2006) en Finlande a opérationnalisé ces théories au niveau du microcosme professionnel. Elle pose pour postulat que le lieu de travail constitue une arène d’échange social où la confiance partagée et le leadership participatif génèrent des ressources collectives protectrices contre la dépression professionnelle, les troubles cardiovasculaires, l’hypertension artérielle et l’absentéisme maladie. L’adaptation persane valide l’hypothèse selon laquelle ces dynamiques théoriques sont universelles, mais que leur organisation factorielle interne reflète les normes culturelles et managériales régionales.

7. Validité / Validity

La validité métrologique du questionnaire en persan a été examinée à travers une batterie d’analyses quantitatives et qualitatives rigoureuses :

Validité de contenu

La validité de contenu a été établie selon les standards de l’OMS par un comité d’experts composé de dix spécialistes en santé au travail, psychométrie et sciences infirmières. L’indice de validité de contenu au niveau des items (Item-Level Content Validity Index, I-CVI) a dépassé le seuil méthodologique recommandé de 0,79 pour l’ensemble des 8 items, garantissant une pertinence conceptuelle et une clarté sémantique optimales adaptées à la culture hospitalière iranienne.

Validité de construit : Convergente et Discriminante

La validité de construit a été documentée au moyen d’analyses factorielles confirmatoires et du respect des critères de Fornell-Larcker (1982) :

• Validité convergente : La variance moyenne extraite (Average Variance Extracted, AVE) a dépassé le seuil critique de 0,50 pour les deux sous-échelles, et la fiabilité construite (Construct Reliability, CR) s’est avérée supérieure à l’AVE respective. Cela démontre que les indicateurs partagent une part substantielle de variance commune avec leur variable latente respective.
• Validité discriminante : Pour chaque dimension, la valeur de l’AVE était strictement supérieure à la variance maximale partagée (Maximum Shared Variance, MSV) entre les facteurs. Cette divergence statistique prouve que la « Cohésion de groupe » et le « Management engagé » représentent deux construits théoriquement et statistiquement distincts, et non une redondance instrumentale d’un facteur général indifférencié.

8. Fidélité / Reliability

L’évaluation de la fidélité de l’instrument a combiné des indicateurs de cohérence interne relative et des paramètres de stabilité temporelle absolue :

Consistance interne

Contrairement aux études se limitant à l’alpha de Cronbach (qui suppose une tau-équivalence stricte souvent violée dans les échelles multidimensionnelles), les auteurs ont rapporté plusieurs coefficients complémentaires :

• Alpha de Cronbach global : 0,80 (les sous-échelles individuelles présentant des valeurs comprises entre 0,79 et 0,90).
• Oméga de McDonald (ω) : 0,79, confirmant une précision de mesure robuste sous des postulats conparamétriques plus réalistes.
• Coefficient Thêta : Démontrant une adéquation solide pour les échelles issues d’analyses en composantes principales/factorielles.

Stabilité temporelle et métrologie absolue

Une procédure de test-retest administrée à un sous-échantillon d’infirmières à deux semaines d’intervalle a révélé un Coefficient de corrélation intraclasse (CCI) de 0,71, témoignant d’une bonne stabilité temporelle du construit (indiquant que l’échelle mesure des caractéristiques organisationnelles stables plutôt que des fluctuations d’humeur transitoires).

L’Erreur standard de mesure (SEM) a été établie à 2,67 points. Le Changement minimal détectable (MDC%) a été calculé à 28 %, fournissant aux chercheurs et cadres hospitaliers un seuil d’interprétabilité clinique indispensable : toute variation de score intra-individuelle ou inter-unités supérieure à ce pourcentage peut être interprétée comme un changement réel et significatif du capital social, au-delà de l’erreur de mesure aléatoire.

9. Analyse factorielle / Factor Analysis

La structure dimensionnelle de la version persane a été examinée sur un échantillon total de 440 participantes au moyen d’un protocole d’échantillon scindé (split-sample, n = 220 pour chaque étape) :

Analyse factorielle exploratoire (AFE)

L’adéquation des données pour l’analyse factorielle a été validée par un indice Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) remarquable de 0,839 et un test de sphéricité de Bartlett hautement significatif (p < 0,001). L’extraction factorielle par factorisation en axes principaux avec rotation oblique (Promax) a extrait deux facteurs dotés de valeurs propres supérieures à 1 (critère de Kaiser), expliquant 65 % de la variance totale :

• Facteur 1 (Cohésion de groupe) : 5 items présentant de fortes saturations factorielles (0,58 à 0,86), mesurant les interactions horizontales, la confiance mutuelle et la synergie d’équipe.
• Facteur 2 (Management engagé) : 3 items avec des saturations factorielles élevées (0,72 à 0,91), ciblant la bienveillance et la considération de l’encadrement supérieur.

Analyse factorielle confirmatoire (AFC)

L’AFC conduite sur le second sous-échantillon a corroboré l’ajustement du modèle bidimensionnel. Les indices d’ajustement ont confirmé l’adéquation structurelle aux données empiriques (RMSEA < 0,08 ; CFI > 0,95 ; TLI > 0,93 ; χ²/df admissible), après modélisation des erreurs de mesure corrélées entre certains items partageant des proximités syntaxiques, confirmant ainsi la robustesse du modèle à deux facteurs par rapport au modèle unifactoriel d’origine.

10. Instrument de mesure / Instrument

• Type de test : Questionnaire psychométrique standardisé d’auto-évaluation (self-report questionnaire).
• Nombre d’items : 8 items.
• Format de réponse : Échelle de Likert en 5 points graduée de 1 (« totalement en désaccord ») à 5 (« totalement d’accord »).
• Dimensions / Sous-échelles :
  • Cohésion de groupe (Group Cohesion) : Items 1, 2, 3, 4, 5 (capital social horizontal).
  • Management engagé (Committed Management) : Items 6, 7, 8 (capital social vertical).
• Calcul des scores : Les scores peuvent être calculés par addition directe (score brut total variant de 8 à 40) ou par calcul de moyenne arithmétique (score variant de 1 à 5). Des scores plus élevés indiquent un niveau plus élevé de capital social au travail. Les scores individuels peuvent être agrégés au niveau du service ou de l’unité de soins pour refléter le capital social organisationnel collectif.
• Mode d’administration : Auto-administration papier-crayon ou questionnaire numérique en ligne.
• Temps de passation : Environ 2 à 5 minutes.
• Population cible : Professionnels de santé, personnel infirmier, employés et cadres d’organisations publiques ou privées.

11. Permissions, Tarifs et Année du test / Permissions & Fee and Test Year

• Année de validation persane : 2018 (Échelle originale finlandaise/anglaise : 2006).
• Statut des droits d’auteur et licence : L’adaptation persane a été réalisée avec l’autorisation formelle de l’auteur principal de l’échelle d’origine, le Professeur Anne Kouvonen. L’instrument est accessible gratuitement à des fins de recherche académique et d’évaluation clinique non commerciale, sous réserve de citer explicitement l’article de validation de référence (Firouzbakht et al., 2018).
• Tarification : Utilisation académique gratuite (Open Access dans le cadre de la publication scientifique).

12. Références / References

• Ahadzadeh, A. S., Pahlevan Sharif, S., Ong, F. S., & Khong, K. W. (2015). Integrating health belief model and technology acceptance model: An investigation of health-related internet use. Journal of Medical Internet Research, 17(2), e45. https://doi.org/10.2196/jmir.3564
• Baumgartner, H., & Homburg, C. (1996). Applications of structural equation modeling in marketing and consumer research: A review. International Journal of Research in Marketing, 13(2), 139–161. https://doi.org/10.1016/0167-8116(95)00038-0
• Beaton, D. E., Bombardier, C., Guillemin, F., & Ferraz, M. B. (2000). Guidelines for the process of cross-cultural adaptation of self-report measures. Spine, 25(24), 3186–3191. https://doi.org/10.1097/00007632-200012150-00014
• Bourdieu, P. (1986). The forms of capital. In J. Richardson (Ed.), Handbook of Theory and Research for the Sociology of Education (pp. 241–258). Greenwood.
• Coleman, J. S. (1988). Social capital in the creation of human capital. American Journal of Sociology, 94, S95–S120. https://doi.org/10.1086/228943
• De Silva, M. J., McKenzie, K., Harpham, T., & Huttly, S. R. (2005). Social capital and mental illness: A systematic review. Journal of Epidemiology & Community Health, 59(8), 619–627. https://doi.org/10.1136/jech.2004.029678
• Firouzbakht, M., Tirgar, A., Ebadi, A., Sharif Nia, H., Oksanen, T., Kouvonen, A., & Riahi, M. E. (2018). Short-Form Workplace Social Capital Questionnaire – Persian Version. The International Journal of Occupational and Environmental Medicine, 9(3), 120–128. https://doi.org/10.15171/ijoem.2018.1264
• 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
• Hair, J. F., Black, W. C., Babin, B. J., & Anderson, R. E. (2018). Multivariate Data Analysis (8th ed.). Cengage Learning.
• Kawachi, I., Kennedy, B. P., & Glass, R. (1999). Social capital and self-rated health: A contextual analysis. American Journal of Public Health, 89(8), 1187–1193. https://doi.org/10.2105/ajph.89.8.1187
• Kawachi, I., Kim, D., Coutts, A., & Subramanian, S. V. (2004). Commentary: Reconciling the three accounts of social capital. International Journal of Epidemiology, 33(4), 682–690. https://doi.org/10.1093/ije/dyh177
• Kouvonen, A., Kivimäki, M., Vahtera, J., Oksanen, T., Elovainio, M., Cox, T., Virtanen, M., Pentti, J., Sjöstén, N., & Wilkinson, R. G. (2006). Psychometric evaluation of a short measure of social capital at work. BMC Public Health, 6, 251. https://doi.org/10.1186/1471-2458-6-251
• Lawshe, C. H. (1975). A quantitative approach to content validity. Personnel Psychology, 28(4), 563–575. https://doi.org/10.1111/j.1744-6570.1975.tb01393.x
• Oksanen, T., Kouvonen, A., Kivimäki, M., Pentti, J., Virtanen, M., Linna, A., & Vahtera, J. (2008). Social capital at work as a predictor of employee health: Multilevel evidence from work units in Finland. Social Science & Medicine, 66(3), 637–649. https://doi.org/10.1016/j.socscimed.2007.10.013
• Oksanen, T., Kouvonen, A., Vahtera, J., Virtanen, M., & Kivimäki, M. (2010). Prospective study of workplace social capital and depression: Are vertical and horizontal components equally important? Journal of Epidemiology & Community Health, 64(8), 684–689. https://doi.org/10.1136/jech.2008.086074
• Putnam, R. D. (2000). Bowling Alone: The Collapse and Revival of American Community. Simon & Schuster.
• Read, E. A. (2014). Workplace social capital in nursing: An evolutionary concept analysis. Journal of Advanced Nursing, 70(5), 997–1010. https://doi.org/10.1111/jan.12251
• Szreter, S., & Woolcock, M. (2004). Health by association? Social capital, social theory, and the political economy of public health. International Journal of Epidemiology, 33(4), 650–667. https://doi.org/10.1093/ije/dyh013
• World Health Organization. (2010). A conceptual framework for action on the social determinants of health. World Health Organization.

13. Questions et items du questionnaire / Scale Items