Procédure
Les participants de la présente étude représentent un sous-ensemble d’un échantillon plus large, recruté dans le cadre d’un projet de recherche longitudinal en trois temps de mesure, visant à identifier les facteurs influençant, au long cours, la qualité et la stabilité des relations conjugales. Les participants ont été recrutés à l’aide d’un logiciel informatique générant des numéros de téléphone au hasard, parmi les couples cohabitant de la province de Québec. 600 couples ont répondu aux critères d’inclusion et ont été invités à faire partie du projet. Afin d’assurer la confidentialité des réponses de chaque partenaire, des enveloppes préaffranchies contenant les questionnaires leur ont été acheminées par la poste de façon individuelle. Les participants ont été sollicités à trois reprises entre 2004 et 2006. Pour chacune des phases de l’étude, les participants recevaient une compensation de 5,00$ lorsqu’ils retournaient la batterie de questionnaires. Sur les 600 couples contactés au départ, 274 ont retourné leur batterie de questionnaires dûment complétée, ce qui correspond à un taux de réponse initiale de 46% (temps 1). Un an plus tard (temps 2), ces 274 couples ont été approchés pour remplir une seconde fois les mêmes questionnaires. Parmi ceux-ci, 140 ont retourné tous les questionnaires complétés (taux de réponse de 51%). Enfin, deux ans après le lancement de l’étude (temps 3), 70 couples ont accepté de remplir et de retourner les questionnaires pour une troisième fois (50.5%). Les données de la présente étude font référence à ce dernier échantillon et les analyses statistiques réalisées pour ce projet concerneront les temps 2 et 3. Pour éviter la confusion, ces temps de mesures seront respectivement nommés temps 1 (ce qui correspond au temps 2 de l’étude originale) et temps 2 (ce qui correspond au temps 3 de l’étude originale). Tous les participants ont rempli les questionnaires dans leur version française.
Participants
L’échantillon d’intérêt se compose de 70 couples (N=140) hétérosexuels et canadiens-français provenant de la population générale et ayant complété les deuxième et troisième temps de l’étude, puisque ce sont les deux seuls moments où les traits psychopathiques étaient mesurés. Pour être admissibles, ils devaient rencontrer les critères d’inclusion suivants : être âgé entre 18 et 35 ans et être marié ou en cohabitation avec leur conjoint(e) depuis au moins six mois. Au sein de l’échantillon, la moyenne d’âge est de 32,77 ans (É.T. = 4,77) pour les hommes et de 30,28 ans (É.T. = 3.52) pour les
21
femmes. Les partenaires se fréquentent en moyenne depuis 9,51 années (É.T. = 4,21). Plus de la moitié d’entre eux sont en union de fait (52,9%) alors que 47,1% sont mariés, et leur durée moyenne de cohabitation s’élève à 7,58 années (É.T. = 3,59). Au total, 97.1% des hommes et 75,4% des femmes occupent un emploi rémunéré, le revenu annuel moyen se situant autour de 26 000$ pour les femmes et autour de 50 000$ pour leur conjoint. Concernant leur niveau de scolarité, les hommes ont obtenu un diplôme d’études secondaires dans 31,4% des cas, 25,7% sont gradués du niveau collégial et 31,4% du niveau universitaire alors que chez leur conjointe, 24,4% sont diplômées du secondaire, 34,3% du collégial et 32,9% de l’Université.
Instruments
Un questionnaire sociodémographique a d’abord été rempli par les participants de l’étude, permettant de recueillir des informations générales concernant l’âge, le sexe, l’état civil, la scolarité, le revenu, l’occupation principale, la durée de la relation, ainsi que les relations amoureuses antérieures.
Psychopathie. La version francophone du Levenson’s Self-Report Psychopathy Scale (LSRP ; Levenson et al., 1995; adaptation française par Savard, Lussier, et al., 2014) a été utilisée pour évaluer les traits de personnalité psychopathiques au sein de notre échantillon de couples issus de la population générale. Le LSRP comprend 26 énoncés mesurant respectivement les dimensions primaire et secondaire de la psychopathie. L’échelle de psychopathie primaire est constituée de 16 items (question 1 à 16) référant aux éléments affectifs et interpersonnels de la personnalité psychopathique tels que l’égoïsme, la manipulation et l’insensibilité. Des items tels que : « Je dis aux autres ce qu'ils veulent bien entendre », « Je prends plaisir à jouer avec les sentiments des autres » composent cette échelle. L’échelle de psychopathie secondaire permet quant à elle de mesurer les aspects comportementaux associés à la psychopathie tels que l’impulsivité et le style de vie autodestructeur. Elle est composée de 10 items (question 17 à 26) tels que : « Quand je suis frustrée, souvent je me défoule en piquant une crise de colère », « Je me sens capable de poursuivre un même but sur une longue période ». Chacun des items est mesuré sur une échelle de type Likert en quatre points, allant de « fortement en désaccord » (1) à « fortement en accord » (4). De plus, afin de minimiser les biais associés à la désirabilité sociale, les items ont été élaborés de façon à éviter de signaler la présence de désapprobation lors de l'endossement d'un item. La structure bifactorielle de ce questionnaire est similaire à celle du Psychopathy CheckList-Revised (PCL-R ; Hare, 2003), qui est
une mesure étalon en ce qui a trait à l’évaluation de la psychopathie. La version française de cet instrument possède des propriétés psychométriques satisfaisantes, comparables à celles de la version anglophone (Savard, Lussier, et al., 2014). Dans la littérature, les coefficients alpha de consistance interne atteignent .85 pour l’échelle de psychopathie globale, varient de 0,78 à 0,83 pour l’échelle de psychopathie primaire et de 0,63 à 0,69 pour l’échelle de psychopathie secondaire (Levenson et al., 1995; Savard, Lussier, et al., 2014). Dans la présente étude, les coefficients de consistance interne aux temps 1 et 2 sont respectivement de 0,79 pour l’échelle de psychopathie primaire et de 0,68 pour l’échelle de psychopathie secondaire.
Violence psychologique. La violence psychologique mineure perpétrée par les répondants a été mesurée à partir de quatre items de l’échelle de violence psychologique tirée de l’adaptation francophone du questionnaire Conflict Tactic Scales-II (CTS-2; Straus et al., 1996 ; traduction française par Lussier, 1997) : « j’ai insulté mon(ma) partenaire ou je me suis adressé(e) à lui(elle) en sacrant », « J’ai hurlé ou crié après mon(ma) partenaire », « lors d’un désaccord, je suis sorti(e) de la pièce, de la maison ou de la cour bruyamment », « j’ai fait quelque chose pour contrarié mon(ma) partenaire ». Chacun des items est mesuré sur une échelle de type Likert en sept points, permettant au participant d’inscrire la fréquence à laquelle le comportement est survenu, allant de « 0 = ceci n’est jamais arrivé » à « 6 = plus de 20 fois dans la dernière année » avec une option « 7 = pas au cours de la dernière année, mais c’est déjà arrivé ». Les catégories de réponse sont ensuite recodées à l’aide de points milieux fixés à 0, 1 et 2 respectivement pour les trois premières catégories, à 4 pour la catégorie 3 « trois à cinq fois », à 8 pour la catégorie 4 « 6 à 10 fois », à 15 pour la catégorie 5 « 11 à 20 fois » et à 25 pour la catégorie 6 « plus de 20 fois au cours de la dernière année ». La catégorie « 7 = pas au cours de la dernière année, mais c’est déjà arrivé avant » est cotée 0 afin d’obtenir la prévalence annuelle des comportements de violence psychologique. En calculant à partir des points milieux, les scores totaux pour l’échelle d’agression psychologique peuvent s’étendent de 0 à 100, un score élevé reflétant une plus grande utilisation de cette stratégie pour résoudre les problèmes au sein du couple. L’échelle originale de violence psychologique démontre une consistance interne satisfaisante, présentant un alpha de 0,79 ainsi qu’une bonne validité de construit (Strauss et al., 1996). Dans la présente étude, la valeur de l’alpha de Cronbach pour les résultats aux quatre items de violence psychologique mineure perpétrée correspond à 0,66 pour les hommes et les femmes au temps 1 alors qu’au temps 2, ces valeurs sont de 0,69 chez les femmes et 0,80 chez les hommes.
23
Plan des analyses statistiques
Les données recueillies ont été analysées à l’aide du logiciel « Statistical Package for the Social Sciences » (SPSS), version 25. D’abord, des analyses descriptives ont été produites afin d’examiner la distribution des différentes variables. Les moyennes et les écarts-types sont rapportés pour les traits psychopathiques primaires et secondaires (variables indépendantes; VIs) et la violence psychologique mineure perpétrée par le répondant et son partenaire (variable dépendante; VDs) aux temps 1 et 2. Pour interpréter les moyennes de psychopathie, les seuils cliniques élaborés par Brinkley et al. (2001) sont utilisés. Un résultat de 58 et plus correspond à un seuil clinique élevé, un résultat entre 49 et 57 signifie des traits psychopathiques modérés et un résultat de 48 et moins indique l’absence de psychopathie.
Pour répondre aux deux premiers objectifs, des tests de comparaison de moyennes ont été effectués afin de vérifier les différences inter et intra-individuelles chez les membres de l’échantillon au
temps 2 de l’étude. Des tests-t pour échantillons appariés ont d’abord été réalisés afin de répondre à notre premier objectif, qui est de vérifier si les moyennes obtenues par les mêmes répondants aux mesures de psychopathie (primaire et secondaire) et de violence psychologique mineure commise, diffèrent entre les deux temps de mesure. Une analyse de variance (ANOVA) à plan simple a ensuite été effectuée afin de mesurer notre deuxième objectif qui est d’observer si les moyennes des hommes et des femmes diffèrent significativement entre elles pour les variables à l’étude. Des indices de taille
d’effet sont également fournis afin d’indiquer la force des effets observés. Le d de Cohen est utilisé
pour interpréter la valeur des différences obtenues aux tests-t pour échantillons appariés, selon les
balises suivantes : faible (d = 0,2), moyenne (d = 0,5) et forte (d = 0,8) (Cohen, 1988).L’éta carré
partiel (ηp2) est, quant à lui, employé pour interpréter les résultats de l’ANOVA à plan simple. Cet indice
exprime la proportion de la variance de la variable dépendante (psychopathie primaire et secondaire et violence psychologique perpétrée) expliquée par la variable indépendante (genre) (Lakens, 2013). Cet indice varie entre 0 et 1, un effet de petite taille se situant autour de 0,01, un effet de taille moyenne autour de 0,06 et un effet de grande taille autour de 0,14 et plus (Cohen, 1988).
Concernant le troisième et principal objectif, une série d’analyses statistiques a été conduite. D’abord, des analyses corrélationnelles de Pearson entre les VIs et les VDs ont été effectuées aux deux temps de mesure et entre le temps 2 et 3, afin vérifier la force ainsi que la stabilité des
associations entre les variables dans le temps. Le barème établi par Cohen (1988) a servi de référence pour interpréter la force de la corrélation : faible (r = 0,01), moyenne (r= 0,30) et forte (r = 0,50). Ensuite, un modèle d’analyse acheminatoire d’interdépendance acteur-partenaire (APIM) a été testé avec le logiciel Mplus version 7 (Muthén & Muthén, 2012). D’abord, l’APIM offre la possibilité d’analyser les données des deux partenaires simultanément en générant deux effets. Le premier correspond à l’effet acteur, c’est-à-dire l’effet intra-individuel (la VI explique la VD chez un même conjoint) et le second constitue l’effet partenaire, soit l’effet inter-individuel (la VI d’un conjoint explique la VD de l’autre conjoint). À l’aide du test Omnibus de la non-indépendance des dyades, l’APIM permet également de déterminer si les paramètres estimés chez les membres des couples sont influencés par le genre. C’est d’ailleurs pour cette raison que l’utilisation de ce modèle est tout indiquée dans le cadre d'études composées de couples (Kenny, Kashy, & Cook, 2006). En effet, le test Omnibus permet de comparer le chi-carré (χ2) d’un modèle libre, où les paramètres varient librement entre les sexes, à celui d’un modèle avec contraintes d’égalité pour le genre. Un test Omnibus significatif indique qu’il y a une différence significative entre les valeurs de χ2 calculées (p < 0,05) et suggérerait que les effets intra (acteur) et inter-individuels (partenaire) de la psychopathie sur la violence psychologique mineure perpétrée sont différents pour les hommes et les femmes. L’absence de différence significative indique quant à elle que les dyades sont semblables en fonction du genre, donc que les effets de la psychopathie sur la violence psychologique mineure commise sont les mêmes pour les hommes et les femmes. Dans ce cas, il s’avère pertinent de contraindre les paramètres à être identiques entre les sexes, et de traiter les membres des dyades comme interchangeables au sein du modèle. Enfin, quatre indices sont utilisés pour vérifier l’ajustement du modèle proposé : l'indice d'ajustement comparatif (CFI), l'index de Tucker-Lewis (TLI), la racine carrée standardisée des résidus (SRMR) et la racine carrée de l'erreur quadratique moyenne de l'approximation (RMSEA). Les principales lignes directrices suggèrent qu'un modèle possédant un CFI et un TLI supérieurs à 0,95 indique un excellent ajustement (Hoyle, 1995). Des valeurs de 0,08 ou moins pour le SRMR et le RMSEA sont jugées acceptables (Kline, 2010 ; Tomarken & Waller, 2003).
25
Chapitre 3 : Résultats
Analyses descriptives (analyses préliminaires)
Les moyennes et les écarts-types pour les variables de psychopathie (primaire et secondaire) et de violence psychologique mineure perpétrée, aux deux temps de mesure, chez les hommes et les femmes, sont rapportés dans le Tableau 1. Suivant le barème proposé par Brinkley et al. (2001) utilisés auprès de criminels incarcérés, les traits psychopathiques observés chez la majorité des participants de notre échantillon peuvent être considérés comme faibles. En effet, au temps 2, 66,2% (n=92, femmes=71,4%, hommes=60,9%) des participants présentent un degré faible de traits psychopathiques (c.-à-d. scores de 48 et moins), 22,3% (n=31, femmes= 20,1%, hommes=24,5%) obtiennent des scores correspondant à des traits psychopathiques modérés (c.-à-d. scores se situant entre 49-57) et finalement, seulement 11,4% d’entre eux (n=17, femmes=8,6%, hommes=14,2%) rapportent un degré de psychopathie cliniquement élevé (c.-à-d. des scores de 58 et plus).
En ce qui a trait aux quatre items mesurant la violence psychologique mineure commise, les résultats démontrent que la majorité des hommes et des femmes de l’échantillon ont émis au moins un propos ou un geste d’agression psychologique envers leur partenaire au cours de l’année séparant le temps 1 et le temps 2 de la présente étude. Plus précisément, 46% des hommes et 59% des femmes ont rapporté avoir insulté leur partenaire ou s’être adressé à lui/elle en sacrant alors que respectivement 36% et 51% d’entre eux ont hurlé ou crié après leur conjoint. 26% des hommes et 30% des femmes sont sortis de la pièce, de la maison ou de la cour bruyamment lors d’un désaccord et; 36% des hommes et 44,3% des femmes ont fait quelque chose pour contrarier leur partenaire.
Afin de répondre à notre premier objectif, qui consiste à examiner s’il existe des différences significatives intra-individuelles entre les moyennes des répondants pour les variables de psychopathie et de violence commise au temps 1 et 2 de l’étude, des tests-t pour échantillons appariés ont été réalisés (voir Tableau 1). Les données obtenues révèlent que les moyennes aux deux dimensions de la psychopathie chez les hommes et à la psychopathie primaire chez les femmes ainsi que pour la violence psychologique commise par les répondants demeurent stables sur une période d’un an. Par ailleurs, des corrélations significatives, positives et modérées sont observées pour les variables de psychopathie primaire et secondaire chez les hommes, celle de psychopathie primaire chez les femmes et pour la violence psychologique chez les deux sexes, entre le temps 1 et le temps 2 de
l’étude (voir Tableau 3). Toutefois, une différence de moyennes significative est observée pour la psychopathie secondaire chez les femmes, indiquant que ces traits tendent à diminuer entre le temps 1 et 2 de l’étude. La taille de l’effet de cette différence est toutefois considérée comme faible (d = 0,21). Tableau 1
Moyennes, écarts-types et différence entre les temps de mesure, pour les traits psychopathiques primaire et secondaire et la violence conjugale psychologique mineure perpétrée chez les hommes et les femmes. Hommes N=70 t Femmes N= 70 t
Temps 1 Temps 2 Temps 1 Temps 2
M É.T. M É.T. M É.T. M É.T. Psychopathie Primaire 29,51 7,16 28,51 6,20 1,56 n.s. 26,66 5,87 25,84 4,99 1,29 n.s. Secondaire 17,26 4,16 16,92 4,17 1,01 n.s. 17,72 3,99 16,91 3,83 2,15 * Violence psy Mineure Perpétrée 3,20 3,59 3,67 4,62 -0,97 n.s. 3,95 4,03 4,47 4,02 -1,28 n.s Note. n.s. = non-significatif à p = .05. * p < .05
En regard du deuxième objectif, qui est de vérifier s’il existe des différences significatives entre les femmes et les hommes de notre échantillon, à l’égard des taux de psychopathie primaire et secondaire et de violence psychologique perpétrée, une analyse de variance à plan simple (ANOVA) a été effectuée (voir Tableau 2). Les résultats révèlent que les moyennes de psychopathie primaire diffèrent significativement selon le genre, et ce, aux deux temps de mesure de l’étude. En effet, les données indiquent que les hommes de notre échantillon endossent davantage de traits de psychopathie primaire que les femmes. L’analyse des tailles d’effet (état carré partiel; ηp2) révèle un effet de taille faible à moyenne pour la différence entre les hommes et les femmes à la composante de psychopathie primaire au temps 1 (ηp2 = 0.05) et au temps 2 (ηp2 = 0.05). Toutefois, aucune différence significative entre les moyennes des hommes et celles des femmes n’a été soulevée en ce qui a trait aux mesures de violence psychologique perpétrée par les répondants et de traits de psychopathie secondaire aux deux temps de l’étude.
27 Tableau 2
Comparaison de moyennes de psychopathie primaire, secondaire et de violence psychologique perpétrée selon le genre, pour les deux temps de mesure.
Hommes Femmes N M (É.T.) N M (É.T.) F p ηp2 Psychopathie Primaire t1 69 29,51 (7,16) 70 26,66 (5,87) 6,593 * 0,01 0,05 Secondaire t1 69 17,26 (4,16) 69 17,72 (3,99) 0,446 0,51 0,00 Violence psy mineure
perpétrée t1 69 3,20 (3,59) 70 3,96 (4,03) 1,354 0,25 0,01 Psychopathie Primaire t2 70 28,51 (6,20) 70 25,84 (5,0) 7,872 *** 0,01 0,05 Secondaire t2 70 16,93 (4,17) 70 16,91 (3,83) 0,000 0,98 0,00 Violence psy mineure
perpétrée t2 69 3,67 (4,62) 68 4,47 (4,02) 1,178 0,28 0,01
Note. * p < .05; ** p < .01; *** p < .001.
Analyses corrélationnelles (analyses préliminaires)
En ce qui concerne le troisième objectif, qui consiste à vérifier la stabilité des liens acteur- partenaire entre les traits de psychopathie et la violence psychologique mineure perpétrée sur une période d’un an, une série d’analyses statistiques a été conduite. Dans un premier temps, des corrélations de Pearson ont été effectuées afin de déterminer la force et la stabilité des associations entre les traits de psychopathie (primaire et secondaire) et la violence psychologique perpétrée, et ce, tant chez les répondants que chez leur partenaire (voir Tableau 3). Les coefficients de corrélation obtenus aux analyses corrélationnelles transversales et longitudinales démontrent quelques associations intra et inter individuelles significatives pour les variables d’intérêts, entre les deux temps de l’étude.
Chez les hommes, des liens significatifs, mais faibles sont observés entre leurs traits de psychopathie primaire (r = 0,28) et secondaire (r = 0,24) au temps 1 et la violence psychologique qu’ils rapportent avoir commise au temps 2. De plus, lorsque mesurées au temps 2 exclusivement, les
associations entre ces mêmes variables sont modérées. Pour les femmes, seule la dimension primaire de la psychopathie est associée modérément à la violence qu’elles commettent au temps 1 et au temps 2. Enfin, des associations inter-individuelles significatives, mais faibles, entre la psychopathie secondaire des hommes et des femmes au temps 1 et la violence psychologique que leur partenaire rapporte avoir commise au temps 2 sont observées. Ces résultats démontrent la nécessité d’approfondir notre compréhension des liens individuels et dyadiques existants entre les traits de psychopathie et la violence psychologique perpétrée et justifient donc le recours à l’APIM. Enfin, des analyses corrélationnelles de Pearson supplémentaires (voir Tableau 4) ont été réalisées afin d’explorer si d’autres variables sociodémographiques, dont l’âge et le revenu, peuvent être associées à une élévation de la violence perpétrée par les membres de l’échantillon sur une période d’un an. Les résultats ne révèlent qu’une seule association significative entre l’âge des hommes au temps 1 et la violence psychologique commise par les femmes au temps 2 (r = -0,26; p = 0,04).
Modèle d’interdépendance acteur-partenaire (analyses principales)
Le modèle APIM suggéré est présenté à la Figure 1 et, pour en simplifier la lecture, il ne comprend que les effets statistiquement significatifs obtenus. Compte tenu des corrélations faibles à modérées observées entre les deux dimensions de psychopathie (voir Tableau 3), aux deux temps de mesure, celles-ci ont été testées au sein d’un seul et même modèle APIM. D’abord, en ce qui a trait au test Omnibus de la non-indépendance des dyades, les résultats démontrent une différence de chi- carré non significative entre le modèle libre (Satorra-Bentler; χ2(9) = 7.62, p = 0,57) et le modèle
contraint (Satorra-Bentler;χ2 (9) = 9,57, p = 0,39), ce qui indique que le modèle reste invariable quant
au genre et que les dyades peuvent être considérées comme interchangeables. Les analyses APIM ultérieures ont donc été en utilisant des contraintes d’égalité sur les effets des acteurs et des partenaires entre les sexes. Puisque les partenaires ne se distinguent pas selon leur genre, ils sont identifiés comme « acteur » et « partenaire » dans le modèle. Enfin, comme il est peu commun de contraindre à égalité des variables sociodémographiques pour un modèle se démontrant indistingable en fonction du genre, l’âge et le revenu n’ont pas été ajoutés au modèle comme covariables.
Dans l’ensemble, les indices d’ajustement suggèrent que les données sont bien représentées par le modèle final (χ2(9) = 9,57, p = 0,39 ; CFI= 0,99 ; TLI= 0,99 ; RMSEA= 0,03, IC à 90 % (0,00 à
0,14)). Quelques effets acteurs se dégagent des analyses. En effet, pour les deux conjoints, les résultats démontrent des liens longitudinaux positifs entre la psychopathie secondaire au temps 1 et la
29
violence psychologique qu’ils commettent, un an plus tard, au temps 2 (β = 0,24; p = 0.09). Ces mêmes liens ne sont toutefois pas observés pour ce qui est de la psychopathie primaire. D’autre part, un effet partenaire non-significatif mais marginal est soulevé, suggérant que la présence de traits secondaires