Des analyses de variance multivariées (MANOVAs) pour plan à mesures répétées permettent de répondre aux trois premières questions de recherche. La variable indépendante des MANOVAs est l’effet du temps, donc l’intervention entre le prétest et le post-test. Les variables dépendantes sont les différentes composantes évaluées à l’intérieur du questionnaire, soit les compétences parentales comportementales, cognitives et affectives ainsi que les comportements de l’enfant. Une vérification visuelle effectuée dans les analyses préliminaires a permis de vérifier que les conditions d’application de la MANOVA sont satisfaites.
Une analyse de classes latentes en fonction de certaines caractéristiques des parents permet de répondre à la quatrième question de ce mémoire. Ces classes sont ensuite comparées sur chaque composante évaluée dans le questionnaire. Pour finir, leurs interactions avec les temps de mesure (prétest et post-test) sont aussi évaluées. Une procédure semblable est effectuée avec les catégories de nombre de rencontres, c’est-à- dire que les catégories sont comparées puis leur interaction avec les temps de mesures est évaluée, permettant de répondre à la cinquième question de recherche.
Analyses préliminaires
Analyses factorielles
Des analyses factorielles permettent d’évaluer la validité de construit et la fidélité des scores de l’échantillon sur les différents instruments utilisés (Tableau 3) (Bourque, 2016). Les tests de sphérité de Barlett et de Kasier-Meyer-Olkin sont utilisés afin d’évaluer la validité des données recueillies. Les tests de sphérité de Barlett sont significatifs pour tous les instruments utilisés, indiquant l’existence de corrélations inter items. Le test de Kaiser- Meyer-Oklin indique que les instruments de mesure montrent en général un ajustement moyen des items aux facteurs latents, c’est-à-dire aux facteurs qui ne peuvent être mesurés, mais qui sont tout de même responsables des corrélations entre les items. Un alpha de Cronbach est utilisé afin d’évaluer la fidélité instrument avec cet échantillon, et ce, en estimant la proportion de la variance totale des instruments en raison de facteurs
excepté l’instrument de mesure sur les styles disciplinaires dysfonctionnels qui montre une fidélité en dessous du seuil acceptable.
Données manquantes
Afin de valider les erreurs de saisie, la distribution de fréquence pour chaque variable dépendante a été évaluée. Il manque l’ensemble des données sociodémographique pour deux parents, ainsi que l’ensemble de ressources personnelles de sept parents. La présence de données manquantes dans les données sociodémographiques et les ressources personnelles du parent vient du fait que le parent a répondu à deux questionnaires post- tests au lieu d’un questionnaire prétest et d’un questionnaire post-test. Étant donné que les questionnaires utilisés sont les mêmes, l’évaluation des effets de l’intervention donnée au parent n’en est pas affectée. Les participants ne sont donc pas exclus de l’étude.
Les sections suivantes du questionnaire présentent des données manquantes sur l’ensemble des questionnaires recueillis. Toutefois, le taux de non-réponse reste une minorité dans l’échantillon, ne dépassant pas quatre participants par variables dépendantes évaluées, ce qui permet de les exclure sans nuire aux analyses futures. Une méthode d’élimination simple gère les données manquantes, c’est-à-dire que toutes les unités statistiques pour lesquelles au moins une valeur manque pour les variables impliquées dans le test statistique effectué sont exclues de l’analyse. Cette technique est choisie en raison du faible nombre de données manquantes pour chaque variable et leurs variations aléatoires. De par cette décision, quelques limites sont à prendre en compte. En effet, le nombre de données analysées varie d’une analyse à l’autre, causant une réduction de la puissance statistique et de la précision des statistiques obtenues, ainsi qu’un risque de sous- estimation de la variance.
Données aberrantes
Les boites à moustache montrent la présence de plusieurs données aberrantes. Toutefois, le nombre de données aberrantes pour une section du questionnaire ne dépasse pas neuf participants, donc 10 % de l’échantillon. Ces données n’ont pas pour autant été modifiées, car elles n’ont pas un effet significatif sur les analyses à échantillon dépendant qui sont dans cette étude.
Normalité de la distribution
l’analyse de la voussure et de l’asymétrie ont été effectués pour chacune des variables dépendantes sur les deux temps de mesure. Étant donné la présence d’un grand échantillon, il n’a pas été nécessaire de modifier les données afin de se retrouver avec une distribution normale sur toutes les données.
Distribution des variables
Les tests de Ljung-Box pour MANOVA à mesures répétées sur les compétences parentales comportementales, les compétences parentales cognitives et affectives et les comportements des enfants ne sont pas significatifs, supposant que les variables sont distribuées indépendamment et qu’elles ne diffèrent pas entre elles.
Le test de Ljung-Box des MANOVAs à mesures répétées sur les comportements disciplinaires est significatif tant dans l’interaction avec les classes latentes (M (42) =187 874, p < 0,00) que le nombre de rencontres (M (42) =89 787, p < 0,00). Le test suppose que les variables ne sont pas distribuées indépendamment et qu’elles diffèrent entre elles, donc qu’elles ont une corrélation sérielle. En raison de la nature des variables, les qualités psychométriques plus faibles du test utilisé ainsi que l’analyse des données descriptive, aucune démarche n’est entamée afin d’éliminer la significativité de la distribution.
Analyses de variances multivariées
Les MANOVAs pour plans à mesures répétées sont réalisées selon quatre catégories : les compétences parentales comportementales, les comportements disciplinaires, les compétences parentales cognitives et affectives et les comportements de l’enfant.
La première MANOVA à mesures répétées touche les compétences parentales comportementales (N=85) qui comprennent les pratiques parentales positives, les pratiques parentales dysfonctionnelles, le laxisme, les réactions excessives et l’hostilité.
La deuxième MANOVA à mesures répétées concerne les comportements disciplinaires (N=87). Elle contient la fréquence de violence physique mineure (punition corporelle), la fréquence de discipline non violente et la fréquence d’agression psychologique.
La troisième MANOVA à mesures répétées sur les compétences parentales cognitives et affectives (N=81) inclut l’autorégulation, le stress parental et ces sous-
catégories (la détresse parentale, les interactions dysfonctionnelles avec son enfant, le tempérament de l’enfant), ainsi que la détresse psychologique.
La quatrième MANOVA à mesures répétées touche les comportements des enfants (N=85). Elle contient les difficultés socioaffectives de l’enfant, incluant les troubles affectifs, les troubles du comportement, la présence de symptômes d’hyperactivité et d’inattention, les troubles relationnels avec les pairs et les comportements prosociaux.
Élaboration des classes latentes
Les classes latentes ont pour objectif de regrouper l’échantillon selon certaines variables externes aux compétences parentales et d’évaluer leur force d’influence tant sur le niveau des compétences parentales que sur l’effet de l’intervention auprès des familles. La littérature scientifique évoque longuement les effets des caractéristiques sociodémographiques sur les compétences parentales et le risque de maltraitance (Prilleltensky, et coll., 2001 ; Butchart, Harvey, Mian et Fürniss, 2006 ; Sedlak et coll., 2010 ; Eckenrode et coll., 2014 ; Flouri et Midouhas, 2017). Dans cette étude, les variables sociodémographiques utilisées pour développer les classes latentes sont inspirées de l’enquête américaine « Fourth National Incidence Study of Child Abuse and Neglect (NIS– 4) » (Sedlak et coll., 2010). Par ailleurs, la littérature démontre des liens entre les ressources temporelles, financières et interpersonnelles, les compétences parentales et les risques de maltraitance (Lee, Halpern, Hertz-Picciotto, Martin et Suchindran, 2006 ; McConnell, Breitkreuz et Savage, 2011 ; Lavigueur, Coutu, Dubeau, David et Grenon, 2005 ; Lyons, Henly et Schuerman, 2005). Les ressources du parent ont aussi un rôle sur la force des effets d’intervention (Beaudoin et coll., 2005 ; Charest, 2014). Ce faisant, ces caractéristiques sont ajoutées aux variables sociodémographiques.
Ainsi, les indicateurs des classes latentes contiennent : l’emploi (temps plein/partiel vs sans), la scolarité (secondaire ou études supérieures), le revenu, le type familial (monoparentale ou biparentale/recomposée), ainsi que les trois types de ressources personnelles perçus du parent (temporelle, financier et interpersonnelle). Même si le nombre d’enfants peut être un indicateur de maltraitance, l’échantillon recruté ne contient pas assez de familles de plus de quatre enfants pour utiliser cette caractéristique statistiquement (n=5). La prévalence des indicateurs se retrouve dans le Tableau 1. Il est attendu que les classes de familles monoparentales sont plus à risque d’avoir une faible
scolarité, d’être sans emploi et de gagner un revenu en bas de 15 000 $ par année. Dans le cas contraire, les classes avec des familles de type biparentales sont plus susceptibles d’inclure des parents avec un plus haut niveau de scolarité, un emploi à temps plein et gagner un revenu élevé, allant jusqu’à 55 000 $ et plus.
Le Logiciel Mplus permet l’investigation du nombre de classes latentes idéales. Des modèles avec 2, 3 et 4 classes sont étudiés. Plusieurs indices d’adéquation déterminent le modèle avec le nombre de classes optimales. L’indice de parcimonie avec « l’Akaike Information Criterion » et le « Bayesian Information Criterion » vérifie si les regroupements effectués sont statistiquement adéquats. Plus la valeur est basse, plus le regroupement est adéquat. L’indice d’entropie désigne le pourcentage d’individus ayant de fortes chances d’être associés à leur profil. L’indice d’entropie le plus fort est celui qui se rapproche le plus du 100%. Le « Lo–Mendell–Rubin » et le « Bootstrap Likelihood Ratio Test », quant à eux, vérifient si un modèle avec un certain nombre de classes a statistiquement une meilleure classification au modèle avec moins de classes. Cet indice s’évalue grâce à un seuil de 0,05. Les résultats des analyses sont montrés dans le Tableau 4. Ces indices indiquent que pour ces données, un modèle à 3 classes diffère significativement de celui à 2 classes, mais un modèle à 4 classes ne diffère pas significativement du modèle à 3 classes. C’est pourquoi le modèle à 3 classes était celui le plus optimal pour cette étude.
La classe qui contient le plus de participants a été nommée : famille biparentale. Elle compose 42,4 % de l’échantillon (n = 39). Cette classe se caractérise par un haut taux de familles biparentales et recomposées (94,9 %), d’obtention d’un diplôme d’études postsecondaire (89,7 %) et d’un emploi rémunéré (71,8 %). Cette classe gagne le plus haut revenu annuel, avec 92,3 % d’entre eux qui gagnent un salaire de plus de 65 000 $ par année. Sur une échelle de Likert de 1 à 4 (1 = fortement en désaccord ; 2 = moyennement en désaccord ; 3 = moyennement en accord ; 4 = fortement en accord), leur ressource de temps est en moyenne de 2,56 avec un écart-type de 0,74, en moyenne de 3,05 avec un écart-type de 0,72 pour la ressource financière, et une moyenne de 3,03 avec un écart-type de 0,78 pour les ressources interpersonnelles.
Les prochaines classes sont considérées comme des classes de familles monoparentales même si leur pourcentage de famille monoparentale et biparentale s’équivaut. En effet, leur taux de famille monoparentale dépasse nettement la classe de
famille biparentale, ce qui les distingue mieux.
La deuxième classe a été nommée : famille monoparentale sans-emploi. Elle compose 31,5 % de l’échantillon (n=29). Elle contient un haut taux de famille monoparentale (58,6). Elle se caractérise par un taux équivalent de parents qui ont obtenu un diplôme d’études secondaires et moins (44,8 %) et un diplôme d’études postsecondaire (55,2 %). Ils sont composés d’un haut taux de parent sans emploi (82,8 %). Cette classe gagne le plus bas revenu annuel, soit un revenu annuel de moins de 25 000 $ (93,1 %). Leur ressource temporelle cote une moyenne de 2,79 et un écart-type de 0,66, une moyenne de 2,26 et un écart-type de 0,76 pour la ressource financière, et une moyenne de 2,94 avec un écart-type de 0,59 pour les ressources interpersonnelles sur une échelle de Likert de 1 à 4 (1 = fortement en désaccord ; 2 = moyennement en désaccord ; 3 = moyennement en accord ; 4 = fortement en accord).
La dernière classe a été nommée : famille monoparentale avec emploi. Elle compose 23,9 % de l’échantillon (N=22). Elle contient un haut taux de famille monoparentale (63,6 %). Par contre, elle contient un haut de diplôme d’études postsecondaire (77,3 %) et un haut taux d’emploi rémunéré (77,3 %). Le revenu annuel de cette classe varie en 25 000 $ et 55 000 $ (90,9 %). La ressource de temps obtient une moyenne de 2,45 et un écart-type de 0,63, une moyenne de 2,59 et un écart-type de 0,6 pour la ressource financière, et une moyenne de 2,94 avec un écart-type de 0,82 pour les ressources interpersonnelles selon une échelle de 1 à 44 (1 = fortement en désaccord ; 2 = moyennement en désaccord ; 3 = moyennement en accord ; 4 = fortement en accord). Le Tableau 5 résume les caractéristiques descriptives des classes.
Catégorisation du nombre de rencontres
Des tests de normalités de la distribution ont été effectués pour les catégories du nombre de rencontres. Par le fait même, les catégories sont décidées ainsi : petit nombre de rencontres = 1 à 2 rencontres (N=23, 25 %), nombre moyen de rencontres = 3 à 4 rencontres (N=41, 44,6 %), nombre élevé de rencontres = 5 rencontres et plus (N=19, 20,7 %).
Analyse à l’aide des classes latentes et du nombre de rencontres
Des MANOVAs explorent les différences entre les classes de famille sur chaque section du questionnaire et à chaque temps de mesure. Des MANOVAs à mesures répétées
évaluent l’interaction entre les différentes classes de familles et leur interaction entre les deux temps de mesure (prétest/post-test). Lorsque les classes sont significativement différentes ou que l’interaction entre les classes et les temps de mesure est significative sur une dimension, un test LÉT de Fisher permet de comparer les pairs. Le seuil significatif utilisé est p < 0,05. Une procédure identique est effectuée pour les catégories de nombre de rencontres. De plus, la force des tailles d’effets est considérée comme suit : une taille d’effet de 1 à 5 % est une petite taille d’effet, de 6 à 13 % est une taille d’effet modérée, et de 14 % et plus est une grande taille d’effet (Yergeau et Poirier, 2013).
Résultats
La section qui suit fait état des résultats des MANOVAs à mesures répétées entre les deux temps de mesures du questionnaire ainsi qu’à leur interaction avec les classes latentes selon les caractéristiques sociodémographiques du parent et selon le nombre de rencontres. Chaque section est composée d’un résumé des données descriptives du questionnaire ainsi qu’une récapitulation des analyses.
Données descriptives
Le Tableau 6 contient les données descriptives des composantes étudiées tant pour le questionnaire prétest que le post-test. Le temps passé entre le prétest et le post-test varie entre 0 et 7 mois (M=2,14, ÉT=0,97).
En général, les scores moyens des compétences parentales correspondant à des facteurs de protection augmentent entre les temps de mesure, par exemple l’autorégulation parentale et les pratiques parentales positives, tandis que celles correspondant à des facteurs de risque diminuent entre les temps de mesure, telle que l’agression psychologique et les violences physiques mineures.
Malgré tout, certaines difficultés ressortent plus que d’autres. Les parents vivent plus de stress parental que de détresse psychologique, et les réactions excessives sont les pratiques parentales dysfonctionnelles les plus fréquentes. De plus, même si les disciplines dysfonctionnelles restent à un niveau très faible, les agressions psychologiques sont plus fréquentes que les punitions corporelles. Du côté de l’enfant, les comportements problématiques plus souvent recensés sont les comportements d’hyperactivité et d’inattention. Comparé aux données descriptives du questionnaire au prétest, un
changement est observé dans toutes les composantes attendues, avec une augmentation des scores moyens pour les facteurs de protection et une diminution des scores moyens pour les facteurs de risque entre le prétest et le post-test.
L’intervention explique la différence entre les temps de mesures
Les résultats de la MANOVA à mesures répétées sur les compétences parentales comportementales (N=85) montrent une différence significative entre le prétest et le post- test (F (4 ; 81) = 6 151, p < 0,05) (Tableau 7). L’effet global (η2p =0,233) indique que 23 % des variations entre les deux temps de mesure s’expliquent par l’intervention, ce qui correspond à une grande taille d’effet. Les statistiques univariées montrent une différence significative entre le prétest et le post-test des pratiques parentales positives (F= (1 ; 84) = 7,56, p < 0,05), du laxisme (F= (1 ; 82) =7,62, p < 0,05) et des réactions excessives (F (1 ; 82) =19,10, p < 0,05). L’effet global des pratiques parentales positives (η2p = 0,083), du laxisme (η2p = 0,083) et des réactions excessives (η2p =0,185) indique que 8 %, 8 % et 19 % des variations entre les deux temps de mesure s’expliquent par l’intervention pour chacune des variables respectives. Les résultats ne montrent pas une différence significative entre le prétest et le post-test pour l’hostilité (NS) (Tableau 8). En somme, pour ce qui est des compétences parentales comportementales, plus particulièrement les pratiques parentales, il existe une différence significative entre le prétest et le post-test pour plusieurs sous- composantes, qui s’explique en bonne partie par l’intervention.
Les résultats de la MANOVA à mesures répétées sur les comportements disciplinaires (N=87) ne montrent pas de différence significative entre le prétest et le post- test (NS) (Tableau 7). Les statistiques univariées ne montrent également pas de différence significative sous les 3 comportements évalués (NS) (Tableau 9).
Les résultats de la MANOVA à mesures répétées sur les compétences parentales cognitives et affectives (N=81) sont présentés dans le Tableau 7 et montrent une différence significative entre les deux temps de mesures (F (5 ; 74) =3,76, p < 0,05). L’effet global (η2p = 0,202) indique que 20 % des variations entre ces deux temps s’expliquent par l’intervention, ce qui s’inscrit comme une grande taille d’effet. Les statistiques univariées présentées au Tableau 10 montrent une différence significative entre le prétest et le post- test pour l’autorégulation du parent (F (1 ; 78) =12,71, p < 0,05), le stress parental lié au tempérament difficile de l’enfant (F (1 ; 78) =6,55, p < 0,05) et la détresse psychologique
p
p
du parent (F (1 ; 78) =10,85, p < 0,05). L’effet de l’autorégulation du parent (η2p = 0,14), du stress parental lié au tempérament difficile de l’enfant (η2p = 0,077) et la détresse psychologique du parent (η2p = 0,122) indiquent que 14%, 7 % et 12 % des variations entre les deux temps de mesure s’expliquent par l’intervention pour chacune des variables dépendantes respectives. Les statistiques univariées ne montrent pas de différence significative entre le prétest et le post-test pour le stress parental lié à la détresse du parent (NS) ainsi qu’au stress parental engendré par des interactions dysfonctionnelles avec son enfant (NS). Bref, en ce qui concerne les compétences parentales cognitives et affectives, l’intervention semble expliquer une certaine proportion des différences significatives entre le prétest et le post-test pour plusieurs sous- composantes.
Les résultats de la MANOVA à mesures répétées sur les comportements des enfants (N=85) montrent une différence significative entre le prétest et le post-test (F (5 ; 78) =4,25, p < 0,05) (Tableau 7). L’effet global (η2p = 0,214) indique que 21 % des variations entre les deux temps de mesure s’expliquent par l’intervention, ce qui est considéré comme une grande taille d’effet. Les statistiques univariées montrent une différence significative entre le prétest et le post-test des troubles affectifs (F (1 ; 82) =10,61, p < 0,05), les troubles de comportement (F (1 ; 82) =10,34, p < 0,05) et les comportements prosociaux (F (1 ; 82) =6,66, p < 0,05). L’effet des troubles affectifs (η2 = 0,115), des troubles du comportement (η2p = 0,112) et des comportements prosociaux (η2 =0,075) indiquent que 12 %, 11 % et 8 % des variations entre les deux temps de mesure s’expliquent par l’intervention pour chacune des variables respectives. Elles ne montrent pas une différence significative entre le prétest et le post-test quant à la présence de symptômes d’hyperactivité et d’inattention (NS) ainsi qu’aux troubles relationnels avec les pairs (NS) (Tableau 11). Ainsi, il semble que l’intervention contribue significativement à améliorer certains aspects du comportement des enfants, tels que perçus par leurs parents.
Les caractéristiques des parents n’influencent pas l’intervention
Grâce aux données descriptives, il est possible de constater que les familles biparentales rencontrent moins de difficultés que les familles monoparentales sur l’ensemble des compétences parentales. Elle montre néanmoins un plus haut taux de réactions excessives envers l’enfant, qui par ailleurs s’améliore entre le prétest et le post- test.
Les familles monoparentales avec emploi semblent vivre plus de difficultés sur le plan des compétences parentales comportementales. Elles ont des difficultés au niveau des pratiques parentales semblables aux familles monoparentales sans emploi, mais plus de comportements disciplinaires dysfonctionnels (agression psychologique et punition corporelle) et moins de comportements disciplinaires fonctionnels (discipline non violente). Ce sont tout de même les familles monoparentales avec emploi qui montrent la meilleure progression entre le prétest et le post-test sur tous les aspects des compétences parentales comportementales. Le même schème se présente aussi dans le comportement de l’enfant, où les familles monoparentales avec emploi montrent le plus de difficultés dans le comportement de l’enfant au prétest, mais la plus forte progression pour les comportements prosociaux chez l’enfant, lorsque comparé au post-test.
En ce qui concerne les compétences parentales cognitives et affectives, les familles monoparentales avec un emploi ont des difficultés plus marquées dans leur rôle parental,