Introduction

La théorie du monde juste a, dans les années 60 et 70, fait l'objet de nombreuses publications (Lerner, 1965 ; Lerner et Simmons, 1966 ; Lerner et Matthews, 1967 ; Chaikin et Darley, 1973 ; Jones et Aronson, 1973 ; etc.). Nous nous sommes, parmi ces travaux, plus particulièrement centrés sur la publication de Rubin et Peplau (1975) qui, outre qu'elle fournit une échelle de mesure de la croyance en un monde juste, fait état de plusieurs études qui mettent notamment en évidence une corrélation en cette croyance et l'internalité (Rubin et Peplau, 1973 ; Collins, 1974 ; Zuckerman et Gerbasi, 1975a).

Par ailleurs, plusieurs études ont montré (Gangloff, 1995 ; Dagot, 2000 , 2002 ; Aparicio, 2005) que les échelles d'internalité présentent certains problèmes méthodologiques, études qui ont conduit à considérer que ces échelles dites d'internalité mesurent en fait non l'internalité,  ou plus exactement (pour reprendre la conception normative de Jellison et Green en 1981 puis de Beauvois en 1984) non l'intériorisation de la norme d'internalité mais l'intériorisation de la norme d'allégeance. Celle-ci est alors définie comme la valorisation sociale des individus qui, dans leurs attitudes, comportements et conduites, excluent toute mise en cause de l'environnement social, préservant ainsi la hiérarchie des pouvoirs inhérents à cet environnement (cf. Gangloff, 2002). Cette assimilation internalité/allégeance  devrait ainsi se traduire par des corrélations entre internalité et allégeance.

A partir de ce cadre théorique, nous souhaitons ici, après avoir vérifié l'existence, indiquée dans la littérature, de corrélations entre croyance en un monde juste et internalité, examiner l'effectivité de corrélations entre internalité et allégeance ainsi que l'éventualité de corrélations entre croyance en un monde juste et allégeance. Cette dernière hypothèse irait d'ailleurs dans le sens de plusieurs études citées par Rubin et Peplau en 1975, études mettant en évidence des corrélations positives entre croyance en un monde juste et conservatisme politique : Fink et Guttenplan 1975, Peplau et Tyler 1975, Zuckerman et Gerbasi 1975b.

   Nous avons enfin également souhaité examiner l'éventuel effet de deux facteurs complémentaires : le fait d'être sans emploi, et le genre des individus. Ainsi, sachant que les personnes au chômage sont plus externes que celles qui ont un emploi (Dubois et Trognon, 1989) et présentent un niveau d'allégeance non significativement différent de la moyenne théorique alors que ceux qui ont un emploi font état d'un taux d'allégeance supérieur à cette moyenne (Gangloff B., Mayoral L. et Quiroga F., 2005), nous émettons aussi l'hypothèse préliminaire que les chômeurs présenteront un faible niveau de croyance en un monde juste. Concernant le genre, les choses sont plus complexes. Rubin et Peplau (1975) citent ainsi plusieurs travaux dans lesquels aucune différence hommes/femmes n'est constatée sur le plan de la croyance en un monde juste (ainsi Peplau et Tyler 1975, ou encore Rubin et Peplau 1973). Quant à la variable interne/externe, il apparaît que si les femmes fournissent parfois des réponses plus externes que ne le font les hommes (Feather, 1969 ; Rosenfield et Stephan, 1977) cette donnée n'est cependant pas systématique (ainsi Lee, 1987, montre que ce résultat ne s'observe que chez les femmes ayant intériorisé le stéréotype de la femme "féminine").  Nous n'établirons donc pas d'hypothèse particulière concernant l'éventuel effet du genre, nous contentant d'examiner l'existence de son éventuel effet.

Procédure

Nous avons présenté à une population de demandeurs d’emploi, un questionnaire de 60 questions permettant de positionner chaque sujet selon son degré de croyance en un monde juste, d'internalité, et d'allégeance.

La population

Notre échantillon est constitué de 172 personnes en recherche d'emploi, soit 78 hommes et 94 femmes. A également été notée la durée de leur période de chômage, en 2 classes (durée inférieure à 1 an, durée égale ou supérieure à 1 an). Le tableau suivant illustre la répartition de ces sujets en fonction de leur genre et de leur durée de chômage.

Tableau 1 : effectifs des sujets en fonction de leur genre et de leur durée de chômage.

L'instrument de mesure

Le questionnaire utilisé comporte 60 items, dont 4 de remplissage. Les 56 propositions opérationnelles correspondent en fait à 3 échelles dont nous avons ici mêlé les items : une échelle de croyance en un monde juste (20 items), une échelle d'internalité (de 24 items), et une échelle d'allégeance (12 items). Les sujets devaient, face à chaque proposition,  indiquer leur accord ou désaccord.

Ces 3 échelles sont présentées en annexe, avec le numéro d'apparition de leurs items dans le questionnaire global.

L'échelle de croyance en un monde juste

Il s'agit de l'échelle de Rubin et Peplau (1975), échelle constituée de 20 affirmations que nous avons traduites et adaptées au contexte français.

Par exemple : " Les bonnes actions ne sont souvent ni remarquées ni récompensées" (item 8 du questionnaire global).

La cotation a consisté à attribuer le chiffre 1 à chaque réponse allant dans le sens de la croyance en un monde juste, et le chiffre 0 dans le cas inverse (dans l'exemple précédent, un accord avec la proposition conduirait à attribuer le chiffre 0).

L'échelle d'internalité

L'échelle d'internalité est une échelle de LOC spécifique à la vie professionnelle, échelle créée et validée lors d'une étude antérieure (Gangloff et Sourisse, 1995). Elle est composée de 24 items (12 centrés sur la vie au travail et 12 sur la recherche d'emploi), dont la moitié correspond à une formulation interne (référent, en parts égales, aux efforts et aux capacités), et l'autre moitié à une formulation externe (référent, en parts égales aussi, à la chance ou au destin, au hasard, et à autrui), avec la moitié de renforcements positifs et l'autre moitié de renforcements négatifs.

Par exemple : "La réussite professionnelle est directement liée aux capacités des individus" (item n°1 du questionnaire global, item centré sur la vie au travail, à formulation interne renvoyant aux capacités, et référent à un renforcement positif).

La cotation s'effectuait en attribuant le chiffre 1 à chaque réponse interne, et le chiffre 0 à chaque réponse externe (dans l'exemple précédent, un accord avec la proposition conduirait à attribuer le chiffre 1).

L'échelle d'allégeance

Cette échelle a également été créée et validée à l'occasion d'une étude antérieure (Gangloff et Caboux, 2003). Elle est constituée de 12 items se rapportant à la vie professionnelle.

Par exemple : "Au travail, avec mon chef, je tente rarement de défendre mes idées" (item 4 du questionnaire global).

La cotation s'est ici aussi effectuée en attribuant le chiffre 1 à chaque réponse allant dans le sens de l'allégeance, et le chiffre 0 dans le cas inverse (dans l'exemple précédent, un accord avec la proposition conduirait à attribuer le chiffre 1).

Les réponses fournies aux 3 questionnaires ont fait l'objet de comparaisons de moyennes (t de Student) et d'analyses de corrélations (test de Bravais-Pearson).  

Résultats

Analyses préliminaires

Comme nous l'avons indiqué dans la procédure, nous avons déjà antérieurement utilisé deux des échelles employées ici (l'échelle d'internalité et l'échelle d'allégeance). Il nous a donc paru intéressant de commencer par comparer les présents résultats à ceux que nous avons précédemment obtenus.

Par ailleurs, nous avons trouvé souhaitable d'analyser, sur nos résultats actuels, l'impact éventuel des deux variables inscrites de notre population, à savoir le genre et la durée du chômage.

Enfin, toujours dans ces analyses préliminaires, nous avons comparé les scores de nos sujets actuels aux moyennes théoriques de chacune des trois échelles.

Le tableau 2, qui synthétise les scores de nos sujets actuels, servira de base à ces différentes analyses (sont également indiqués dans ce tableau les lieux des éventuelles différences significatives par rapport aux moyennes théoriques, ce pour l'analyse préliminaire n°3).

Tableau 2 : moyennes des scores obtenus à chacune des 3 échelles et significativité des comparaisons par rapport aux moyennes théoriques (test de Student).

(étendues et moyennes théoriques possibles) : étendue monde juste = 0 à 20, moyenne théorique monde juste = 10 ; étendue internalité = 0 à 24, moyenne théorique internalité = 12 ; étendue allégeance = 0 à 12, moyenne théorique allégeance = 6. Seuils de significativité : *** = p≤0,001 ; ** = p≤0,01 ; * = p≤0,05

Comparaison des présents résultats à ceux précédemment obtenus.

Nous avons, pour l'internalité, comparé les scores actuels à ceux obtenus dans notre étude précédente (Gangloff et Sourisse, 1995). Celle-ci, qui comportait la même échelle d'internalité que celle que nous avons utilisée ici, avait été réalisée sur 34 personnes au chômage depuis plus d'un an. Nous n'avions cependant pas, dans cette précédente étude, noté le genre des sujets. Nous avons donc ici comparé les résultats d'alors à ceux de nos 49 hommes et femmes réunis au chômage depuis plus d'un an. Cette moyenne antérieure (qui était de 14,82) apparaît significativement plus élevée (t=2,12 ; p=0,03) que celle obtenue sur notre actuelle population (12,80).

Nous avons également, pour l'allégeance, comparé les scores actuels à ceux obtenus dans notre étude précédente (Gangloff et Caboux, 2003). Dans cette précédente étude, 67 demandeurs d'emploi, tous masculins, avaient, dans l'une des conditions expérimentales alors employées,  répondu aumême questionnaire d'allégeance que celui que nous avons utilisé ici. Nous avons donc ici comparé les réponses de ces 67 sujets précédents à celles des 78 hommes ici interrogés, toutes durées de chômage confondues. La moyenne était antérieurement de 5,84 et elle ne diffère pas significativement de celle obtenue sur nos 78 sujets masculins (6,19).

Analyse des effets du genre et de la durée de chômage

Nous avons, sur chacune des 3 échelles, analysé l'éventualité d'un effet genre, d'une part chez les sujets au chômage depuis moins d'un an, d'autre part chez les sujets au chômage depuis plus d'un an, et enfin sur ces 2 populations réunies. Aucune différence significative n'a alors été constatée.

Nous avons également examiné, toujours sur chacune des 3 échelles, l'éventualité d'un effet de la durée de chômage, d'une part chez les hommes, d'autre part chez les femmes, et enfin chez les hommes et femmes réunis. Une seule différence significative apparaît, pour l'échelle d'allégeance chez les femmes : les femmes au chômage depuis plus d'un an ont un score d'allégeance supérieur (t=2,31 ; p=0,02) à celui observé chez les femmes au chômage depuis moins d'un an (soit 6,86 contre 5,62).

Comparaison des scores effectifs aux moyennes théoriques

A la lecture du tableau 2, il est possible de noter les effets principaux suivants.

- Pour l'internalité (dont la moyenne théorique est égale à 12), nos sujets sont (globalement) significativement plus internes qu'externes, qu'il s'agisse des hommes ou des femmes, et ce quelle que soit leur durée de chômage (nous obtenons ainsi des résultats comparables à ceux de  notre étude antérieure -Gangloff et Sourisse, 1995- où les sujets faisaient déjà état d'un taux d'internalité supérieur -à p=0,01- à la moyenne théorique). La seule exception s'observe chez les hommes au chômage depuis plus d'un an, dont le degré d'internalité n'est pas significativement différent de la moyenne théorique.

- En ce qui concerne l'échelle d'allégeance, chacun de nos groupes présente un taux non significativement différent de la moyenne théorique (moyenne théorique égale à 6), résultat également identique à celui que nous avions antérieurement obtenu (Gangloff et Caboux, 2003).  

- Enfin, pour la croyance au monde juste, nous avions émis l'hypothèse de résultats inférieurs à la moyenne théorique (qui est de 10). Nous observons alors que nos sujets présentent effectivement un taux de croyance significativement inférieur à cette moyenne théorique, qu'il s'agisse des hommes ou des femmes, et ce quelle que soit leur durée de chômage. La seule exception s'observe à nouveau chez les hommes au chômage depuis plus d'un an, dont le degré de croyance n'est pas significativement différent de la moyenne théorique.

Analyses des corrélations

Le tableau 3 rassemble, pour les 3 types d'analyses corrélationnelles effectuées, les coefficients de corrélation obtenus.

Tableau 3 : coefficients de corrélation entre scores à l'échelle du monde juste/ scores à l'échelle d'internalité, entre scores à l'échelle du monde juste/scores à l'échelle d'allégeance, et scores à l'échelle d'internalité/scores à l'échelle d'allégeance. Seuils de significativité : ** = p<0,01 ; * = p<0,05

L'analyse de ce tableau 3 nous permet de constater les corrélations suivantes.

- Entre monde juste et internalité, les corrélations sont significatives au niveau de notre population totale, sur les hommes et les femmes groupés (aussi bien globalement qu'en considérant leur durée de chômage), et chez les hommes pris globalement ou au chômage depuis moins d'un an : tous ces sujets croient d'autant plus au monde juste qu'ils sont internes.

- Entre monde juste et allégeance, les corrélations sont significatives au niveau de notre population totale, sur les hommes et les femmes groupés (aussi bien globalement que chez ceux qui sont au chômage depuis plus d'un an), chez les femmes (aussi bien globalement qu'en considérant leur durée de chômage) et chez les hommes au chômage depuis plus d'un an : tous ces sujets croient d'autant plus au monde juste qu'ils sont allégeants.

- Entre internalité et allégeance, les corrélations sont significatives au niveau de notre population totale, sur les hommes et les femmes groupés (aussi bien globalement que chez ceux qui sont au chômage depuis moins d'un an), et chez les hommes (globalement ou au chômage depuis moins d'un an) : tous ces sujets sont d'autant plus internes qu'ils sont allégeants. Nous observons ainsi, entre internalité et allégeance, un canevas de corrélations quasiment identique à celui obtenu entre internalité et monde juste.

Discussion et conclusion

Nos analyses préliminaires nous conduisent tout d'abord, en ce qui concerne l'internalité et l'allégeance, à des résultats quasiment identiques à ceux que nous avions obtenus dans nos études précédentes. Ainsi, même si nos sujets actuels sont moins internes que ceux que nous avions antérieurement observés (Gangloff et Sourisse, 1995), ils présentent cependant un taux d'internalité qui reste, comme en 1995, généralement supérieur à la moyenne théorique (sauf les hommes au chômage depuis plus d'un an, pour lesquels la différence est non significative). Quant aux résultats sur l'allégeance, ils sont strictement identiques aux antérieurs (Gangloff et Caboux, 2003), avec un taux d'allégeance non significativement différent de la moyenne théorique.

Nous constatons également, conformément à notre hypothèse, que tous nos sujets présentent un taux de croyance en un monde juste significativement inférieur à la moyenne théorique, qu'il s'agisse des femmes (ce quelle que soit leur durée de chômage), ou des hommes au chômage depuis moins d'un an. La seule exception s'observe donc chez les hommes au chômage depuis plus d'un an, avec un taux de croyance en un monde juste qui ne diffère pas significativement de la moyenne théorique. Cette exception pourrait certes être expliquée par le faible effectif de cet échantillon (N=20) car ce groupe présente une moyenne de croyance en un monde juste de 8,70, moyenne très proche et non significativement différente de celle des femmes au chômage depuis plus d'un an (moyenne de 8,69), femmes dont l'effectif est un peu plus important (N=29) mais qui, elles, font état d'une croyance inférieure à la moyenne théorique (t=2,35 ; p<0,03). Nous verrons cependant ci-dessous, en mettant ce résultat en rapport avec ceux fournis par ce même groupe aux échelles d'internalité et d'allégeance, que d'autres interprétations sont possibles.  

Nos analyses préliminaires nous ont enfin permis de constater l'absence d'effet genre (quelle que soit l'échelle considérée), et un effet chômage mais uniquement sur l'échelle d'allégeance et uniquement chez les femmes : les femmes au chômage depuis plus d'un an présentent un score d'allégeance supérieur à celui observé chez les femmes au chômage depuis moins d'un an (t=2,32 ; p=0,02).

Bien évidemment, ces différents résultats devront conduire à d'autres études à réaliser avec  des sujets pourvus d'un emploi.

Au niveau des corrélations, nous constatons bien, conformément aux données de la littérature, des corrélations entre croyance en un monde juste et internalité. Pour autant, nous remarquons aussi que ces corrélations ne sont pas systématiques, et que des variables intermédiaires, comme le genre ou, pour des chômeurs, la durée de chômage, peuvent ne pas s'inscrire dans ce schéma corrélationnel obtenu sur  d'autres populations. On observe ainsi une absence de corrélation chez les femmes, ainsi que chez les hommes dépourvus d'emploi depuis plus d'un an. Nous nous attendions pourtant, puisque les sujets de ces groupes font état d'une faible croyance en un monde juste, à ce qu'ils fassent aussi preuve d'externalité, ce qui est infirmé. Il convient alors de garder en mémoire que les chômeurs font l'objet de nombreuses incitations à se prendre en charge, à se considérer comme responsables de ce qui leur arrive, en un mot, comme le soulignent Le Poultier et Beauvois (1985, p74) à être internes. Cette exhortation en direction de l'internalité pourrait donc suffire à expliquer ces absences de corrélations.

Nous remarquons également que si, toutes populations confondues, l'internalité est effectivement corrélée avec l'allégeance, par contre, là encore, des variables intermédiaires modulent cette relation, et ce de manière quasi identique à ce que l'on observe entre monde juste et internalité, avec ici une absence de corrélation entre internalité et allégeance chez les femmes, ainsi que chez les hommes au chômage depuis plus d'un an. C'est-à-dire que l'on constate une quasi-identité de résultats avec ceux obtenus pour les corrélations (et absences de corrélations) entre monde juste et internalité. Là encore, les exhortations à l'internalité nous semblent donc susceptibles d'expliquer ces résultats inattendus.  

Par ailleurs, et conformément à notre hypothèse, nous remarquons qu'existent effectivement des corrélations significatives entre croyance en un monde juste et allégeance, avec ici une seule exception, qui concerne les hommes au chômage depuis moins d'un an : ils croient relativement peu au monde juste mais demeurent, en ce qui concerne l'allégeance, au niveau de la moyenne théorique. C'est-à-dire qu'ils présentent, sur ces deux échelles, les mêmes caractéristiques que les femmes au chômage depuis moins d'un an, mais sans que cela conduise, contrairement à ce qui est observé chez ces dernières, à une corrélation. Si l'on revient alors sur les scores moyens obtenus par chacun de ces deux groupes à l'échelle d'allégeance, on remarque que malgré leur absence de différence significative, ils plus élevés chez les hommes que chez les femmes (6,21 contre 5,62, avec une moyenne théorique de 6), les hommes ayant sans doute une plus longue pratique et une plus forte intériorisation de la norme d'allégeance que les femmes. Cette absence de corrélation spécifique au groupe des hommes, qui pourtant, à l'instar du groupe des femmes, croient peu au monde juste et sont moyennement allégeants, pourrait donc provenir du score respectif d'allégeance de ces deux populations.

Enfin, indépendamment de ces effets modulateurs, les corrélations globales entre nos 3 variables nous conduisent à émettre l'hypothèse selon laquelle la croyance en un monde juste pourrait être sous la dépendance de la norme d'allégeance. L'injustice conduirait à une dissonance cognitive nécessitant, pour son rééquilibrage, un rétablissement de la justice, mais rétablissement qui nécessiterait souvent des conduites protestataires, c'est-à-dire des conduites en opposition avec la norme d'allégeance. Le seul moyen de retrouver un équilibre cognitif sans déviance par rapport à l'allégeance serait alors une négation de l'injustice, une affirmation péremptoire selon laquelle le monde est juste, cette affirmation passant par la responsabilisation des victimes (c'est-à-dire par la norme d'internalité). Mais il est certain que cette hypothèse, que nous avons développée par ailleurs (Gangloff, 2007), nécessite, pour sa confirmation, plusieurs études complémentaires…        

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