Analyse du rôle central du contenu de l’expérience vécue par le consommateur à l’intérieur du lieu de vente
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Résultats Dans le souci d’épurer nos mesures, nous avons procédé à des analyses factorielles exploratoires sur le premier jeu de données (178 répondants). Ensuite, sur le second jeu (376 répondants), nous avons procédé à une deuxième analyse factorielle exploratoire suivie d’une analyse confirmatoire. Les modèles de mesure et celui de structure relative à notre modèle conceptuel et au test de nos hypothèses de la recherche sont examinés par la méthode des équations structurelles sous le logiciel AMOS 16. Pour nous assurer de la stabilité de nos résultats, nous avons utilisé la procédure de bootstrap (500 réplications). Néanmoins, il est à noter qu’une partie de notre modèle processuel explicatif de l’expérience d’achat impulsif (le cœur de l’expérience d’achat impulsif) ne peut être testée par la méthode des équations structurelles. En effet, l’une de nos variables dépendantes est nominale (l’achat impulsif), incompatible avec la méthode d’estimation choisie. Pour remédier à cette difficulté, une autre méthode sera mobilisée conjointement avec la méthode des équations structurelles. Il s’agit de la régression logistique binaire. 4.1 Test des modèles de mesure Dans le cadre de cette sous section, nous nous limitons à la présentation des détails des résultats confirmatoires relatifs à notre mesure du contenu de l’expérience de magasinage, concept clé de notre modèle. Les résultats des analyses confirmatoires relatifs aux autres échelles de mesure seront présentés plus brièvement. Ainsi, une analyse factorielle confirmatoire est menée sur une structure stable du contenu de l’expérience de magasinage composée de quatre dimensions (résultats de deux analyses exploratoires) : une dimension plaisir, une dimension éveil-sensoriel, une dimension expérientielle et une dimension analytique (auteurs). L’examen de la force de la corrélation entre ces quatre dimensions de premier ordre (Roussel et al, 2002), nous indique que la corrélation entre les dimensions plaisir, éveil-sensoriel et immersion avoisine le 0,5, avec une moyenne de l’ordre de 0,47. En revanche, les corrélations avec la dimension analyse sont assez faibles (0,09, 0,16 et 0,23). De même, les contributions factorielles des construits de premier ordre dans la formation du construit de second ordre excédent 0,5 et présentent des valeurs de variances expliquées assez importantes à l’exception du construit analyse (λ = 0,21 et R² = 0,04). Au vu de ces résultats, nous optons pour la suppression de la quatrième dimension, l’analyse. Ainsi, nous pouvons penser que le contenu de l’expérience de magasinage est un construit de second ordre composé des trois dimensions restantes. La comparaison des indicateurs du bon ajustement du modèle à trois dimensions aux données plaide en faveur de ce résultat (X²/ddl=1,54, GFI=0,98, AGFI=0,96, RMSEA=0,038, CFI=0,99). Les contributions factorielles (0,73, 0,76 et 0,58) ainsi que les pourcentages de variances expliquées (0,53, 0,58 et 0,34) relatives à ce modèle sont assez satisfaisants. Couplés avec des tests en t significatifs (>1,96), nous pouvons conclure à la validité convergente de cette mesure (Roussel et al, 2002). De même, les niveaux de fiabilité sont également satisfaisants avec des valeurs de Rhô de Jöreskog toutes supérieures à 0,8. Ainsi, nous pouvons conclure que le contenu de l’expérience de magasinage est un construit de second ordre composé uniquement de trois dimensions : le plaisir, l’éveil-sensoriel et l’immersion (escapisme). Pour les autres échelles de mesure mobilisées (l’impulsion d’achat, la perception des facteurs d’ambiance, du design et ceux du social, l’attitude utilitaire et hédonique par rapport aux produits), il convient de souligner que les résultats des analyses factorielles exploratoires et confirmatoires sont satisfaisants et conformes à la littérature avec des valeurs de Rhô de Jöreskog supérieures ou égales à 0,7 (respectivement égales à : 0,76 ; 0,7 ; 0,86 ; 0,92 ; 0,81 ; 0,88) et des indices de validité convergente supérieurs à 0,5 (respectivement égales à : 0,52 ; 0,53 ; 0,67 ; 0,76 ; 0,68 ; 0,72). Il est à noter que dans une phase confirmatoire et dans le but de choisir le modèle qui s’ajuste le mieux aux données dans le cas des mesures pluridimensionnelles, trois modèles ont été mis à l’épreuve (modèle indépendant, modèle avec les dimensions corrélées et modèle où les dimensions représentent des indicateurs d’un concept d’ordre supérieur). Les items relatifs aux différentes échelles de mesure mobilisées à la suite des analyses confirmatoires figurent en annexe. 4.2 Test du modèle de structure Pour tester les hypothèses de notre recherche nous utilisons principalement la méthode des équations structurelles, méthode qui nous permet d’analyser plusieurs types de relations simultanément. Comme pour les analyses factorielles confirmatoires, nous utilisons le logiciel graphique Amos 16, ainsi que la méthode d’estimation par le Maximum de vraisemblance, après nous être assurés de la convergence de ces estimateurs à ceux par la méthode du Bootstrap. Néanmoins, il convient de souligner que pour des raisons d’ordre méthodologique et des contraintes de type statistique, les relations de notre modèle ne seront pas toutes testées simultanément, puisque :
Ainsi, notre démarche d’analyse, en vue de tester les hypothèses de notre recherche, sera structurée comme suit :
4.2.1 Test du modèle de structure explicatif de l’avant expérience d’achat impulsif Test des relations d’influence directe H1et H2 : dans la figure 1 ci-dessous, nous présentons les relations de causalité(s) directes entre les variables objet de notre recherche. L’examen des résultats de notre modèle structurel montre que la perception de l’atmosphère du point de vente avec ses trois composantes : l’ambiance (λ = 0,15 ; p < 0,05), le design (λ = 0,25 ; p < 0,01) et le social (λ = 0,27 ; p < 0,01)) a une influence positive directe sur le contenu de l’expérience de magasinage, validant, ainsi, l’hypothèse H1. De même, le contenu de l’expérience de magasinage a une influence directe positive sur l’impulsion (λ = 0,58 ; p<0,01), validant ainsi l’hypothèse H2. 0,52* Plaisir Immersion Utilitaire Éveil-sensoriel 0,76* 0,80 0,15** 0,47 Hédonique 0,71 Ambiance 0,58* 0,25* Contenu de l’expérience Impulsion d’achat Design 0,27* Social Mesure d’ajustement : X² = 439,56, ddl = 312, RMSEA = 0,033, TLI = 0,97, CFI = 0,97 X²/ddl = 1,40 * p < 0,01, ** p<0,05 Figure 1 : Modèle structurel explicatif de l’avant expérience d’achat impulsif Test des relations d’influence indirecte H3 : Pour tester l’effet médiateur, Baron et Kenny (1986) et Kenny et al (1998) présentent une série de quatre tests successifs (Akrmi et Roussel, 2003). Nous suivons cette démarche pour tester les relations d’influences indirectes relatives à notre modèle. Pour tester l’effet médiateur de l’attitude utilitaire et hédonique par rapport au produit dans l’explication de la relation entre contenu de l’expérience et impulsion d’achat, nous avons commencé par tester l’influence directe du contenu de l’expérience sur l’impulsion d’achat (H2 validée). Ensuite, nous avons testé la relation entre la variable indépendante contenu de l’expérience et les variables médiatrices attitude utilitaire et hédonique par rapport au produit (Figure 1). Cette relation est significative, aussi bien pour l’attitude utilitaire (λ = 0,52 ; p<0,01) qu’hédonique (λ = 0,76 ; p < 0,01) par rapport au produit. Enfin, nous testons la relation entre contenu de l’expérience et impulsion d’achat en ajoutant la médiation des variables, attitude utilitaire et hédonique par rapport au produit. Le contenu de l’expérience influence significativement les deux variables médiatrices attitude utilitaire (λ = 0,52 ; p<0,01) et hédonique (λ = 0,73 ; p<0,01) par rapport au produit. L’attitude hédonique influence significativement l’impulsion d’achat (λ = 0,33 ; p<0,01). Le rôle médiateur de l’attitude hédonique par rapport au produit est vérifié. En revanche, l’influence de l’attitude utilitaire par rapport au produit sur l’impulsion d’achat n’est plus significative avec l’introduction de la relation directe entre le contenu de l’expérience et l’impulsion d’achat. Ce résultat nous permet d’infirmer le rôle médiateur de l’attitude utilitaire dans l’explication de la relation entre contenu de l’expérience et impulsion d’achat. Pour nous assurer de la significativité de l’effet médiateur de l’attitude hédonique dans l’explication de cette relation, nous calculons le test de Sobel (1996). Nos résultats montrent que l’effet indirect du contenu de l’expérience sur l’impulsion, par la médiation de l’attitude hédonique par rapport au produit est significatif (Z= 2,92, p<0,05). Il convient de souligner que le lien direct entre le contenu de l’expérience et l’impulsion d’achat, n’est plus significatif avec l’introduction de la variable médiatrice (λ = 0,22 ; p = 0,072). Nous pouvons, ainsi, conclure que la médiation par l’attitude hédonique par rapport au produit est complète. Ainsi, nous validons partiellement l’hypothèse H3. 4.2.2 Test du modèle explicatif du cœur de l’expérience d’achat impulsif Pour tester le rôle explicatif de l’impulsion d’achat dans la réalisation d’achat impulsif (variable à expliquer dichotomique), nous avons utilisé une régression logistique binaire. Ainsi, pour tester l’hypothèse H4, nous avons procédé à une régression logistique binaire entre l’achat impulsif comme variable dépendante (variable dichotomique) et l’impulsion d’achat comme variable indépendante. Les résultats de cette régression figurent dans le tableau 1, ci-dessous.
Tableau 1 : Résultats de la régression logistique sur la probabilité de faire un achat impulsif Au vu de ces résultats, nous pouvons considérer le modèle comme très satisfaisant pour les raisons suivantes : -les valeurs de la constante et du coefficient de la variable dépendante impulsion d’achat sont significatives puisque le Wald, équivalent au t de Student, est significatif pour chacune d’entre elles (p≤0,001). L’équation de la régression logistique est la suivante : Y = 0,537+ 0,744 IMP -les valeurs de l’odds-ratio relatives à la variable indépendante appartiennent aux intervalles de confiance respectifs. En effet, la valeur de l’odds-ratio Exp (B) relative à l’impulsion d’achat est égale à 2,105. Cela veut dire qu’un accroissement unitaire de l’impulsion d’achat fait plus que multiplier par deux la probabilité de réaliser un achat impulsif. Ainsi, l’hypothèse H4 relative à l’influence positive directe de l’impulsion d’achat du consommateur sur la réalisation d’un achat impulsif, est supportée. 4.2.3 Test du modèle de structure explicatif de l’après expérience d’achat impulsif Test des relations d’influence directe H5 et H6 : l’examen des résultats de notre modèle structurel (Figure 2) montre que l’influence de l’acte d’achat impulsif sur le besoin de ré-expérience mesuré en deux temps (au moment de l’expérience et 15 jours après) n’est pas significative. L’hypothèse H5 est rejetée. De même, le contenu de l’expérience de magasinage a une influence positive directe sur le besoin de ré-expérience (intention de revisiter le magasin) mesuré au moment de l’expérience vécue (λ = 0,16 ; p<0,1) et 15 jours après (λ = 0,15 ; p<0,1) avec un seuil de risque très proche de 5%, validant ainsi l’hypothèse H6. Contenu de l’expérience 0.30* Impulsion d’achat Éveil-sensoriel Immersion Plaisir Achat impulsif 0,61 ns Besoin de réexpérience J 0,72 0,16** 0,71 ns Besoin de réexpérience J+15 0,15** Mesure d’ajustement : X² = 126, ddl = 84, RMSEA = 0,048, TLI = 0,95, CFI = 0,96, X²/ddl = 1,51, p (Bootsrap) = 0,064 * p < 0,01 ;** p<0,1 ; ns : non significatif au seuil de 10% | |||||||||||||||||||||||||||||
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