Promotion d’événements : sources en ligne et bouche-à-oreille se recoupent

L’étude porte sur des adultes aux États-Unis ayant déclaré avoir assisté à au moins un événement artistique couvert par l’enquête durant les 12 mois précédant leur entretien de juillet 2022. Étaient inclus les spectacles de musique, de théâtre ou de danse ; les lectures publiques de livres, les événements de poésie ou les séances de contes ; et les expositions d’art. Les spectacles des écoles primaires, collèges et lycées ainsi que les événements en ligne étaient exclus. Le cinéma ne faisait pas partie de ces questions sur les sources d’information.^[1]

Nous avons analysé 2 188 observations avec une réponse confirmant la présence et un poids d’enquête positif. Les personnes devaient indiquer comment elles avaient entendu parler pour la première fois des événements auxquels elles avaient assisté dans l’année. Elles pouvaient citer plusieurs sources parce qu’elles avaient fréquenté plusieurs événements, ou parce que les sources se recoupaient dans leur récit. L’enquête ne relie pas chaque source à un événement nommé.^[3]

Ici, « en ligne » englobe les réseaux sociaux, les sites web et d’autres sources sur internet. Le groupe de personnes étudié comprend les amis, voisins ou collègues. La famille était abordée séparément. Un ami peut aussi partager un lien en ligne : les catégories décrivent donc les réponses aux questions, et non des technologies de communication qui s’excluent mutuellement.

La période de référence s’étend approximativement de juillet 2021 à juillet 2022, pendant la reprise qui a suivi les restrictions liées à la pandémie. Il s’agit de résultats historiques sur la fréquentation artistique aux États-Unis. Leur intérêt pratique est de montrer ce qu’un bilan par canal peut contenir ; ce ne sont pas des références actuelles pour une salle, un pays ou un format d’événement particulier.

On estime que 30,4 % des participants dont la présence est confirmée citaient à la fois une source en ligne et des amis, voisins ou collègues. Par ailleurs, 23,2 % citaient une source en ligne et répondaient explicitement Non pour ce groupe de personnes. La combinaison Oui pour ce groupe et Non pour les sources en ligne représentait 15,5 %. Enfin, 27,9 % répondaient Non aux deux questions et 2,9 % ne pouvaient pas être entièrement classés, car il manquait au moins une réponse.

Chaque ligne ci-dessous utilise le même groupe de participants dont la présence est confirmée. Les pourcentages sont pondérés ; les effectifs correspondent aux observations non pondérées qui les sous-tendent. Les intervalles d’échantillonnage approximatifs à 95 % décrivent l’incertitude liée au plan de sondage, indépendamment des réponses manquantes.

Le groupe commun n’apparaît que lorsqu’on rapproche les deux réponses. Un rapport qui présente séparément les mentions de sources en ligne et celles d’amis, voisins ou collègues ne dit pas si elles correspondent à des personnes différentes. Dans cette étude, ce n’était souvent pas le cas.

« Ni l’un ni l’autre » a également un sens précis : deux réponses Non à ces deux questions. Cela ne signifie pas que la personne est venue sans avoir entendu parler de l’événement, ni que sa promotion a échoué. Le questionnaire proposait d’autres sources, et notre analyse n’affecte pas ce groupe à l’une d’entre elles.

Pour une salle ou un créateur, l’intérêt est de conserver ces combinaisons dans le bilan. Vous pouvez ainsi parler des personnes qui citent les deux sources sans masquer celles qui n’en citent qu’une. Le tableau ne permet pas de répartir un budget de campagne selon ces pourcentages.

Parmi les personnes ayant répondu Oui pour une source en ligne, 56,5 % répondaient aussi Oui pour les amis, voisins ou collègues. L’intervalle d’échantillonnage approximatif à 95 % va de 52,7 % à 60,3 %. Par ailleurs, 43,2 % répondaient Non pour ce groupe de personnes et 0,3 % n’avaient pas de réponse à cette question.

Cette comparaison utilise un dénominateur plus petit : les 1 165 observations avec un Oui confirmé pour une source en ligne. Elle conserve les trois observations où la réponse sur les amis, voisins ou collègues manque. Les personnes dont la réponse concernant internet est inconnue ne font pas partie de ce groupe précis, même si leur réponse sur les personnes est connue.

Ce résultat change la question qu’un organisateur pourrait poser après avoir constaté une forte présence des sources en ligne. Quelle part de ce public cite aussi une relation personnelle ? Dans cet échantillon historique, plus de la moitié du groupe pondéré ayant répondu Oui pour internet nommait aussi des amis, voisins ou collègues.

Cette réponse commune n’établit pas de séquence. Elle peut décrire une publication en ligne et une conversation à propos du même spectacle, ou la découverte d’un événement sur internet et d’un autre par une personne. Elle ne distingue pas non plus une publication organique d’une publicité. Pour avancer, il faudrait recueillir des réponses liées à votre propre événement, précisément nommé.

Les 44 observations incomplètes restent dans le dénominateur principal. Un refus de répondre, un « je ne sais pas » ou un autre code de réponse manquante ne devient pas un Non. Nous calculons plutôt jusqu’où chaque catégorie pourrait varier si les réponses manquantes sur les sources valaient Oui ou Non, tout en conservant les réponses connues.

Pour la catégorie des deux sources, la plage va de 30,4 % à 33,1 %. La borne basse compte les observations confirmées Oui/Oui. La borne haute ajoute les observations incomplètes dont les réponses déjà connues permettent encore Oui/Oui. Le même calcul est présenté pour chaque catégorie entièrement définie par les deux réponses.

Ce sont des plages logiques liées aux réponses manquantes, pas des intervalles de confiance. Chaque borne haute est examinée séparément ; les quatre maxima ne forment pas une distribution possible censée totaliser 100 %. Ces plages concernent les réponses manquantes sur les sources parmi les participants confirmés, pas les personnes qui n’ont pas répondu à l’enquête, une présence incertaine ou des erreurs de mémoire.

Le groupe ayant répondu Oui pour internet comporte moins de réponses inconnues sur les amis, voisins ou collègues. Sa plage de recoupement va de 56,5 % à 56,8 %, toutes les réponses connues étant conservées. Cette faible amplitude ne supprime pas l’incertitude d’échantillonnage : l’intervalle distinct de 52,7 % à 60,3 % reste pertinent.

Dans un bilan d’activité, cette distinction sépare deux questions. La première demande à quel point les réponses incomplètes pourraient modifier le classement de l’échantillon observé. La seconde porte sur l’incertitude d’une estimation fondée sur un échantillon. Une faible plage liée aux réponses manquantes ne garantit pas une prévision précise.

Pour appliquer cette idée, précisez l’événement et la période concernés. Un court questionnaire après un spectacle, une lecture ou une exposition peut porter sur cette occasion précise. Le texte ci-dessous est un modèle illustratif, pas le questionnaire ayant produit les pourcentages historiques présentés plus haut.

Commencez par : « En pensant à [nom de l’événement] du [date], en aviez-vous entendu parler sur un réseau social, un site web ou une autre source en ligne avant d’y assister ? » Proposez Oui, Non, Je ne me souviens pas et Je préfère ne pas répondre.

Demandez ensuite : « Avant d’assister à cet événement, en aviez-vous entendu parler par un ami, un voisin ou un collègue ? » Utilisez les mêmes réponses possibles. Gardez deux questions séparées pour permettre un Oui aux deux, et conservez toute question ignorée comme sans réponse.

Ce modèle demande si une personne a entendu parler de l’événement par une source, ce qui peut inclure des rappels. Si votre décision dépend du premier contact, posez une question distincte sur la première rencontre dont elle se souvient et permettez l’incertitude. Ne présentez pas ces réponses plus larges sur les sources entendues comme une attribution au premier contact.

Rattachez chaque réponse à une personne et à un événement sans recueillir plus d’informations identifiantes que nécessaire. Si une même personne peut répondre plusieurs fois, définissez le traitement des doublons avant de présenter les résultats. Indiquez qui a été invité, combien de personnes ont répondu et quand le questionnaire était disponible.

Une enquête après l’événement décrit les personnes qui répondent. Elle peut laisser de côté les absents et ceux qui ignorent l’invitation. Elle aide donc à comprendre les sources déclarées par les répondants ; elle ne mesure pas combien de billets supplémentaires une publicité a vendus. Conservez les données de billetterie et de campagne dans le cadre de leurs règles habituelles de mesure et de consentement.

Imaginez une petite salle qui recueille les deux réponses ci-dessus pour un événement précis. Les trois cas suivants sont des exemples fictifs de classement, et non des résultats supplémentaires tirés des données du Census Bureau.

La première personne répond Oui pour internet et Oui pour les amis, voisins ou collègues. Classez cette réponse dans le groupe commun. Les deux Oui restent deux mentions de sources faites par une seule personne. Le message d’un ami contenant un lien web pourrait correspondre aux deux descriptions ; les réponses seules ne permettent pas de savoir si c’est ce qui s’est passé.

La deuxième personne répond Oui pour internet et Non pour les amis, voisins ou collègues. Pour ces deux questions, il s’agit d’une réponse « en ligne uniquement ». « Uniquement » se rapporte à cette paire : cela n’exclut pas la famille, une affiche ou une autre source sur laquelle le questionnaire ne portait pas.

La troisième personne répond Oui pour internet et laisse l’autre question vide. Gardez cette observation dans le dénominateur des Oui pour internet, mais laissez sa réponse concernant les personnes non déterminée. La classer « en ligne uniquement » transformerait une absence de réponse en information que la personne n’a pas donnée.

Le même principe vaut pour les réponses Non/Non et les observations où la réponse concernant internet est inconnue. Conservez ce qui est connu, indiquez ce qui reste sans réponse et utilisez un dénominateur adapté à la question. L’organisateur obtient ainsi un bilan lisible sans inventer un parcours allant de la promotion à l’achat.

Utilisez le résultat pour améliorer la prochaine discussion sur la promotion. Quand une équipe compare internet et le bouche-à-oreille, demandez si elle compare des mentions de sources ou des groupes de personnes. Deux totaux apparemment séparés peuvent masquer un public commun.

Dans le prochain bilan d’un événement, présentez ensemble le groupe commun, les deux groupes ne citant qu’une source, le groupe ne citant aucune des deux et les réponses incomplètes. Placez le nom et les dates de l’événement près du tableau. Si vous présentez aussi un pourcentage parmi les Oui pour internet, nommez ce dénominateur plus petit pour qu’il ne semble pas concerner tous les participants.

Un recoupement peut donner envie de comprendre comment l’information circule. Un organisateur peut, par exemple, se demander si les gens transmettent à leurs amis une page utile sur l’événement. C’est une hypothèse à explorer pour un événement précis, pas une pratique démontrée par cette enquête. La même distinction vaut pour un créateur qui promeut une lecture, un spectacle ou une exposition.

Les décisions de dépenses publicitaires nécessitent d’autres éléments, notamment les actions, les coûts et les résultats effectivement comparés. L’apport ici est plus limité et immédiat : mieux décrire qui a cité quelles sources avant que l’équipe ne donne une explication commerciale aux totaux.

Nous avons utilisé les fichiers publics d’origine et les 160 poids de réplique par personne de la Survey of Public Participation in the Arts de juillet 2022, réalisée en supplément de la Current Population Survey. Les entretiens ont eu lieu du 16 au 25 juillet. Le supplément sélectionnait un adulte admissible dans environ la moitié des ménages échantillonnés et autorisait une autre personne à répondre en son nom lorsqu’il était indisponible. Les questions sur les sources figuraient dans le module Core 2, attribué aléatoirement.^[1][3]

L’analyse conserve les observations dont le poids du supplément est positif, avec un âge d’au moins 18 ans et au moins une réponse Oui parmi les trois questions de présence admissible. Elle ne déduit pas la présence d’une réponse sur les sources et n’exige pas que toutes ces questions aient une réponse. Le supplément complet contient 13 251 observations à poids positif ; notre groupe de présence confirmée en compte 2 188. Il s’agit de populations différentes au sein du fichier.

Pour un total de population de Core 2, les consignes du Census Bureau appliquent un facteur de deux au poids du supplément. Nous appliquons le même facteur aux poids de l’échantillon complet et des répliques. Il modifie les totaux de population, mais s’annule dans les proportions présentées ici. Chaque réplique utilise son propre dénominateur.

La variance d’échantillonnage suit la méthode du Census Bureau : 4/160 multiplié par la somme des carrés des écarts entre chaque estimation de réplique et celle de l’échantillon complet. Les intervalles utilisent une approximation normale et concernent chaque estimation séparément ; ils ne garantissent pas une couverture simultanée de tout le tableau. Les intervalles affichés sont limités à 0 %–100 % ; le téléchargement conserve les bornes originales non limitées.^[4]

L’analyse adopte un seuil de publication prudent de 75 000 personnes dans la population pondérée, conformément à la mise en garde du Census Bureau sur les petites bases des distributions en pourcentage. Le groupe de présence confirmée et celui des Oui pour internet dépassent tous deux ce seuil. C’est une règle que nous avons retenue, pas l’affirmation que le Census Bureau impose exactement cette politique de non-publication.

Le rapport de la NEA de 2025 présente des pourcentages distincts par source. Notre contribution consiste à rapprocher deux réponses, à conserver les cas incomplets et à séparer les plages dues aux réponses manquantes de l’incertitude d’échantillonnage. Le recoupement des sources était déjà implicite dans les totaux publiés ; nous ne revendiquons pas une première découverte.^[2]

Les téléchargements contiennent les résultats agrégés affichés et un dossier de reproduction comprenant les références des sources, le code de calcul et les résultats numériques complets. Ils ne contiennent aucun enregistrement individuel, identifiant ou poids d’enquête individuel. Influence IQ est responsable de cette nouvelle analyse et de son interprétation.