7.2 Instruments de mesure
7.2.4 Validité structurelle des échelles ORI et ATIES
7.2.4.7 Analyses factorielles de l’échelle ATIES-francophone (ATIES-f)
L’analyse factorielle confirmatoire menée à partir du modèle factoriel original de Wilczenski (1992, 1995) (χ2(98) = 303.20, p < .001) indique des résultats non satisfaisants en termes de qualité d’ajustement du modèle pour l’échantillon à l’étude : χ2/dl = 3.09 ; CFI = .85 ; TLI = .82 et RMSEA = .114 (voir figure 7, page suivante). En conséquence, il s’est avéré nécessaire d’explorer la structure latente des variables à l’aide d’une analyse factorielle exploratoire.
L’analyse factorielle exploratoire préliminaire sans prédétermination des dimensions génère trois facteurs avec des valeurs propres supérieures à 1.0 (Kaiser, 1974), dans lesquels les différentes catégories de besoins éducatifs particuliers ne sont pas clairement distinctes. En effet, les items relatifs aux difficultés d’apprentissage ne saturent pas une même dimension, mais se retrouvent éparpillés dans les trois facteurs obtenus, relatifs à d’autres besoins éducatifs particuliers. Par conséquent, il a été décidé de forcer l’analyse factorielle à extraire quatre facteurs. La structure factorielle après rotation est alors cohérente, pour autant que la charge minimale des variables soit augmentée à .4 (Stevens, 2009). Selon Tabachnick et Fidell (2007) l’adaptation de la charge minimale est possible dans certaines situations : « Other times, the cutoff is selected because one can interpret
Figure 7. Solution standardisée de l’AFC de l’échelle ATIES-f (structure théorique de Wilczenski, 1992). Charges factorielles, corrélations factorielles et erreurs de mesures (e1 – e25).
Cela résulte en la perte de quatre items (2842, 3143, 3844 et 4145) et un facteur constitué de deux items seulement. Un facteur constitué de moins de trois items n’est pas recommandé, à moins que certaines conditions soient remplies46 (Tabachnick & Fidell, 2007 ; Worthington & Wihittaker, 2006). Cela est particulièrement vrai lorsque l’analyse factorielle exploratoire est employée pour le développement
42Item 28 : Les élèves qui ne peuvent pas bouger sans l’aide d’autrui devraient être scolarisésen classe régulière. 43Item 31 : Les élèves dont le langage parlé est difficile à comprendre devraient être scolarisés en classe régulière.
44Item 38 : Les élèves qui ont besoin de programmes scolaires individualisés pour les activités quotidiennes de lecture et de
mathématiques devraient être scolarisés en classe régulière.
45Item 41 : Les élèves qui sont fréquemment absents de l’école devraient être scolarisés en classe régulière.
46Selon Worthington et Whittaker (2006), « it is possible to retain a factor with only two items if the items are highly
correlated (i.e., r > .70) and relatively uncorrelated with other variables. Under these conditions, it may be appropriate to consider other criteria (e.g. interpretability) in deciding whether to retain the factor or to discard it » (p. 821).
d’une échelle et que la réduction du nombre d’items et la génération de dimensions sont recherchées. Or, le but de ces analyses factorielles exploratoires n’est pas la réduction du nombre d’items, mais la recherche d’une structure factorielle la plus adaptée aux données récoltées par suite de la non- confirmation de la structure originale lors des AFC. En outre, au vu du nombre restreint d’items de cette échelle et suite à l’élimination de quatre items, l’élimination de ce facteur détériore grandement la structure factorielle de l’ATIES. En conséquence, c’est essentiellement un critère relatif à la cohérence théorique entre les différentes dimensions qui a décidé la conservation de ce facteur à deux items et, au final, la spécification du modèle (Worthington & Whittaker, 2006). Cette solution explique 65.43% de la variance commune. Le tableau 10 présente la matrice des types (pattern
matrix) résultant de l’analyse en axes principaux après rotation (Promax), les valeurs propres et les
pourcentages de la variance commune expliquée de chaque facteur. Les résultats de la matrice de structure (structure matrix) sont reportés dans le tableau 11.
Le premier facteur contient les items 36, 39 et 32 relatifs aux difficultés des élèves ayant un déficit auditif ou visuel. Il s’intitule Troubles sensoriels, l’item 28 qui décrit des difficultés motrices ayant été éliminé.
Le second facteur, Troubles du comportement, regroupe quatre items (33, 37, 27 et 40) décrivant des problèmes de comportement. Il est identique à la dimension Behavioral de la solution originale (Wilczenski, 1992) et similaire au facteur Verhaltensschwierigkeiten de la solution germanophone, l’item 41 ayant été éliminé.
Le troisième facteur se compose des items 34, 29 et 35 qui font référence à l’intégration scolaire d’élèves ayant des difficultés plus légères, notamment des difficultés à s’exprimer et à être autonomes. Avec l’item 35, ce facteur se distingue des solutions germanophone et anglophone : il a été éliminé dans l’AFE germanophone et est associé à la dimension Academic dans le questionnaire original. Au vu de son contenu, cette dimension a été intitulée Difficultés sociales et de
communication.
Quant au quatrième facteur, nommé Difficultés d’apprentissage, il est constitué de deux items (30 et 26) relatifs à des retards dans les apprentissages scolaires. Il se différencie de la dimension Academic du questionnaire original, l’item 35 saturant le troisième facteur et l’item 38 ayant été éliminé.
La structure factorielle issue de la matrice de structure (tableau 11) est similaire à la matrice des types : les mêmes items saturent le plus fortement sur les mêmes facteurs. De plus, de nombreux items saturent plusieurs facteurs à plus de .4. Cela est cohérent au vu de la matrice de corrélation factorielle (tableau 12).
Tableau 10. Matrice des types (pattern matrix) après rotation (Promax) de l’échelle ATIES-f. Valeurs propres, variance commune, coefficients de cohérence interne (α de Cronbach) et coefficients de discrimination (itr).
Facteurs et chargesa (λ > .4) Item itr 1. Troubles sensoriels 2. Troubles du comportement 3. Difficultés sociales et de communi- cation 4. Difficultés d’apprentis- sage 36. Les élèves qui utilisent la langue des signes ou des tableaux de communication devraient être scolarisés en classe régulière. .776 .997
32. Les élèves qui ne peuvent lire ce qui est écrit dans des caractères standard et qui ont besoin d’utiliser le Braille devraient être scolarisés en classe régulière. .715 .778 39. Les élèves qui ne peuvent pas entendre des conversations devraient être scolarisés en classe régulière. .711 .755
37. Les élèves qui ne peuvent pas contrôler leur comportement et perturbent les activités devraient être scolarisés en classe régulière. .686 .798
33. Les élèves agressifs verbalement envers leurs pairs devraient être scolarisés en classe régulière. .738 .745
27. Les élèves agressifs physiquement envers leurs pairs devraient être scolarisés en classe régulière. .667 .725 .
40. Les élèves qui ne respectent pas les règles de comportement de l’école devraient être scolarisés en classe régulière. .613 .600
34. Les élèves qui ont des difficultés à exprimer leurs pensées verbalement devraient être scolarisés en classe régulière. .755 .874
29. Les élèves timides et en retrait devraient être scolarisés en classe régulière. .575 .701
35. Les élèves qui ont besoin d’apprendre à être autonomes et à réaliser les activités de la vie quotidienne devraient être scolarisés en classe régulière. .640 .613
30. Les élèves avec une année de retard scolaire devraient être scolarisés en classe régulière. .444 .426 .519
26. Les élèves avec deux années de retard scolaire ou plus devraient être scolarisés en classe régulière. .444 .419
Valeurs propres initiales (Eigenvalues) 5.40 1.66 1.30 .84
Pourcentage de la variance commune (après extraction) 42.20 11.40 8.18 3.65
Alpha de Cronbach α = .86 α = .84 α = .80 α = .61
Tableau 11. Matrice de structure (structure matrix) de l’ATIES-f Item Facteurs et charges(λ > .4) 1. Troubles sensoriels 2. Troubles du comportement 3. Difficultés sociales et de communication 4. Difficultés d’apprentissage 36 .951 .407 39 .809 .491 32 .803 .422 37 .519 .812 33 .790 .460 .489 27 .757 .573 40 .707 .568 34 .453 .888 35 .470 .452 .734 29 .669 30 .568 .652 26 .443 .514 .569
Tableau 12. Matrice de corrélation factorielle de l’ATIES-f
Facteurs 1. Troubles sensoriels 2. Troubles du comportement 3. Difficultés sociales et de communication d’apprentissage 4. Difficultés
1. Troubles sensoriels 1.00 .49 .40 .24 2. Troubles du comportement .49 1.00 .49 .37 3. Difficultés sociales et de communication .40 .49 1.00 .33 4. Difficultés d’apprentissage .24 .37 .33 1.00
La qualité d’ajustement du modèle factoriel issu de l’AFE a été testée par une nouvelle AFC. Les indices de la qualité d’ajustement de ce modèle sans double charge de l’item 30 sont non satisfaisants (χ2(48) = 157.28, p < .001 ; χ2/dl = 3.277 ; TLI = 0.85 ; CFI = 0.89 ; RMSEA = .119). Le modèle issu de l’AFE autorisant l’item 30 à saturer deux facteurs est plus ajusté aux données observées (voir annexe 5). En effet, malgré que le test du χ2 soit significatif (χ2(47) = 144.60, p < .001), ce modèle moins restrictif présente de meilleurs indices de la qualité d’ajustement : χ2/dl = 3.076 ; TLI = 0.87 ; CFI = 0.91 ; RMSEA = .113) que le modèle théorique et que celui qui est plus restrictif. L’autorisation de la double charge est également une modification qui améliore significativement le modèle (Δχ2(1) = 12.68 ; p < .01). Si l’indice ECVI démontre une amélioration (1.28 < 2.54), la plupart des indices ne sont pas satisfaisants au regard des recommandations. En conséquence, la structure latente de cette échelle traduite en langue française est encore à déterminer dans le cadre d’études ultérieures.