Procédure expérimentale - Evolution de la pardonnabilité avec l'âge : influence de facteur

II. METHODE

II.3. Procédure expérimentale

L’expérimentateur était présent durant la passation d’une durée d’environ 1h30 qui se déroulait dans un lieu calme.

Afin de neutraliser les effets d’ordre au sein des quatre échelles de mesures personnelles, nous avons élaboré deux versions dispositions différentes pour celles-ci, la version A et B. Finalement, le PAAV, la MTS (Maxfield et al., 2007), le questionnaire démographique et une des deux version des questionnaires de mesures personnelles ont été distribués en cinq ordres randomisés afin de contrôler les effets d’ordre au sein de la totalité des questionnaires.

III. AALYSE

Nous avons calculé un indice moyen de pardonnabilité (P) et un indice moyen de gravité (G) afin de pouvoir comparer les résultats.

III.1. Etude de la validité empirique du PAAV

Nous avons effectué une analyse corrélationnelle afin de voir quel est le lien entre la pardonnabilité et la gravité d’après les indices moyens. Nous avons observé les liens entre l’indice moyen de pardonnabilité et l’indice moyen de gravité, et les scores de sévérité et de sévérité de la punition de la MTS (Maxfield et al., 2007). Ceci afin de pouvoir valider notre questionnaire PAAV grâce à une échelle existant dans la littérature.

III.2. Évolution de la Pardonnabilité et de la gravité avec l’âge

Nous avons effectué des t-tests afin de comparer les indices moyens de pardonnabilité et de gravité en fonction des groupes d’âge.

III.3. Analyse des facteurs propres à la transgression influençant la Pardonnabilité et la gravité

Nous avons effectué une ANOVA à mesures répétées à plusieurs facteurs intrasujets (le type, l’intensité, la conséquence et la perspective) et un facteur intersujets (l’âge), afin de voir l’influence de ces quatre facteurs sur l’évolution de la pardonnalibilité et de la gravité avec l’âge. Pour cela nous avons également utilisé les indices moyens de pardonnabilité et de gravité.

III.4. Analyse des facteurs personnels influençant la Pardonnabilité et la gravité

Nous avons effectué une analyse corrélationnelle afin de déterminer les liens entre les variables personnelles (ECR, IRI, STAI-T, PANAS) et les indices moyens de pardonnabilité et de gravité.

IV. RESULTATS

IV.1. Etude de la validité empirique du PAAV

Afin d’étudier la validité de notre questionnaire nous avons effectué une analyse corrélationnelle entre les indices moyens de sévérité et de sévérité de la punition de la MTS (Maxfield et al., 2007) et les indices moyens de pardonnabilité et de gravité du questionnaire PAAV. Cette analyse nous a permis de relever une corrélation positive entre le jugement de la sévérité d’une transgression et la sévérité de la punition : plus c’est jugé sévère, plus la sévérité de la punition est élevée, r (90) = .89, p < .05, ceci pour les groupes 1, 2 et 3, r (30) = .82, p < .05, r (30) = .92, p < .05, r (30) = .94, p < .05, respectivement. De plus, une corrélation positive existe entre le jugement de la sévérité sur la MTS (Maxfield et al., 2007) et l’indice moyen de gravité pour le PAAV, r (90) = .51, p < .05 (voir Tableau II). Cela est valable pour le groupe 1, et 2, r (30) = .68, p < .05 et r (30) = .64, p < .05, respectivement. Il y a également une corrélation positive significative entre la sévérité de la punition selon la MTS (Maxfield et al., 2007) et l’indice moyen de gravité du PAAV, r (90) = .44, p < .05. Ceci pour les groupes 1 et 2, r (30) = .51, p < .05 et r (30) = .62, p < .05, respectivement. Il y a une corrélation négative de la sévérité sur la MTS (Maxfield et al., 2007) et l’indice moyen de pardonnabilité du PAAV, r (90) = -.29, p < .05. Cela uniquement pour le groupe 1, r (30) = -.48, p < .05. Il y a une corrélation négative entre la sévérité de la punition pour la MTS (Maxfield et al., 2007) et l’indice moyen de pardonnabilité du PAAV r (90) = -.34, p < .05. Ceci pour les groupes 1 et 2, r (30) = -.41, p < .05 et r (30) = -.47, p < .05, respectivement (voir annexe D, page 65).

Tableau II

Corrélations des scores globaux de sévérité et sévérité de la punition pour la MTS et de pardonnabilité (P) et gravité (G) pour PAAV pour l’ensemble des sujets (4 = 90)

4ote. MTS (Maxfield et al., 2007).

IV.2. Evolution de la Pardonnabilité et de la gravité avec l’âge

Nous avons effectué des t-tests afin de voir les différences entre les scores moyens de pardonnabilité et de gravité. Pour les scores moyens de gravité en fonction du groupe d’âge il n’y a aucune différence significative (tous les t sont inférieurs à 1.57, p > .12).

Pour le score moyen de pardonnabilité, il y a une différence significative entre le groupe des jeunes adultes (groupe 1) (M = 3.75, ET = .61) et le groupe des adultes d’âge moyens qui pardonnent plus (groupe 2) (M = 4.15, ET = .92), t (58) = -2.01, p < .05. Bien qu’il n’y ait pas de différence significative entre le groupe 2 et le groupe des adultes âgés, ces derniers ont tendance à moins pardonner (groupe 3) (M = 3.78, ET = .59), t (58) = 1.85, p

= .07. Il n’y a pas de différence significative entre les groupes 1 et 3 (voir Figure 1), t (58)

= -.24, p = .81.

Nous avons également effectué une analyse corrélationnelle entre l’indice moyen de pardonnabilité et l’indice moyen de gravité du questionnaire PAAV qui nous a permis de constater que plus une transgression est jugée grave, moins elle est jugée pardonnable r (90) = -.59, p < .05. Ceci pour les trois groupes d’âge, groupe 1 : r (30) = -.63, p < .05 ; groupe 2 : r (30) = -.46 ; groupe 3 : p < .05 et r (30) = -.77, p < .05 .

1 2 3 4

1. Sévérité — .89* .51* -.29*

2. Sévérité de

la punition — .44* -.34*

3. Indice moyen G — -.59*

4. Indice moyen P —

Figure 1 : Scores moyens de gravité et pardonnabilité en fonction du groupe d’âge.

IV.3. Analyse des facteurs propres à la transgression influençant la Pardonnabilité et la Gravité

Nous avons effectué deux ANOVA à mesures répétées, l’une pour la pardonnabilité et l’autre pour la gravité. La structure de chacune de ces ANOVA est la suivante : l’âge (de 20 à 39 ans, de 40 à 59 ans et de 60 à 89 ans) en variable intersujets, et quatre variables intrasujets : le type (violence, mensonge, vol), l’intensité (1, 2, 3), la conséquence (psychologique et physique) et la perspective (auteur, victime). Nous avons effectué des analyses post-hoc utilisant un test de Scheffé, afin de comparer les différences au sein d’un même facteur. Comme il est possible de voir dans l’analyse corrélationnelle, les indices moyens de gravité et de pardonnabilité corrèlent négativement (r (90) = -.59, p < .05). Nous allons donc présenter les effets et interactions communs à ces deux variables en parallèle (ANOVA pour la gravité voir Annexe E, page 66 ; ANOVA pour la pardonnabilité voir Annexe F, page 68)

IV.3.1. Résultats communs à la pardonnabilité et à la gravité

La triple interaction Type x Intensité x Conséquence x Perspective est significative pour la gravité et la pardonnabilité, F (4, 340) = 10.94, p < .001) et F (4, 340) = 6.85, p <

3.00 3.50 4.00 4.50 5.00 5.50

jeunes adultes adultes moyens adultes âgés

Scores moyens de Gravité et de Pardonnabilité en fonction du groupe d'âge

Score moyen G Score moyen P

*

.001, respectivement, nous allons donc la détailler. Il y a un effet principale du Type pour la gravité et la pardonnabilité, F (2, 170) = 75.79, p < .001 et F (2, 170) = 55.96, p < .001, respectivement, ce qui nous permet de constater que le mensonge est jugé plus grave et moins pardonnable que la violence qui elle-même est jugée plus grave et moins pardonnable que le vol (voir Figure 2). Cet effet du Type est modulé par la Perspective et l’Intensité, puisqu’il y a une double interaction significative Type x Intensité x Perspective pour la gravité et la pardonnabilité, F (4, 340) = 8.62, p < .001 et F (4, 340) = 7.71, p < .001, respectivement. L’interaction Type x Perspective est significative pour la gravité ainsi que la pardonnabilité, F (2, 170) = 10.72, p < .001 et F (2, 170) = 9.47, p <

.001, respectivement. Cet effet du Type est valable dans la Perspective victime, c’est-à-dire que le mensonge est jugé plus grave et moins pardonnable que la violence et le vol (qui eux sont jugés de la même façon). En ce qui concerne la Perspective de l’auteur, le vol est jugé le moins grave et le plus pardonnable, tandis que la violence et le mensonge ne diffèrent pas significativement (voir Figure 3). L’interaction Type x Intensité est significative pour la gravité et la pardonnabilité, F (4, 340) = 15.76, p < .001 et F (4, 340)

= 17.19, p < .001, respectivement. Il y a donc un effet du type pour l’Intensité 3, le mensonge est jugé le plus grave et le moins pardonnable. Pour l’intensité 2, le mensonge est jugé plus grave et moins pardonnable uniquement par rapport au vol (voir Figure 4).

Il y a également une interaction significative Intensité x Perspective pour la gravité et la pardonnabilité, F = (2, 170) = 13.59, p < .001 et F (2, 170) = 10.28, p < .001, respectivement, ce qui nous permet de constater que pour l’intensité 3, une transgression est jugée moins grave et plus pardonnable de la Perspective de l’auteur que de celle de la victime.

L’interaction Conséquence x Perspective est significative pour la gravité et la pardonnabilité, F (1, 85) = 27.34, p < .001 et F (1, 85) = 32.57, p < .001, respectivement, lorsque la Conséquence est psychologique, les vignettes de la Perspective de l’auteur sont jugées plus graves et moins pardonnables. Contrairement lorsque la Conséquence est physique, ce sont les vignettes de la Perspective de la victime qui sont jugées plus graves et moins pardonnables. De plus les transgressions avec une Conséquence physique de la Perspective de la victime sont toujours jugées plus graves et moins pardonnables que les transgressions avec une Conséquence psychologique. La double interaction Type x Conséquence x Perspective est significative pour la gravité et la pardonnabilité, F (2, 170)

= 7.80, p < .001 et F (2, 170) = 7.91, p < .001, respectivement. La double interaction Type x Intensité x Conséquence pour la gravité et la pardonnabilité, F (4, 340) = 11.63, p

< .001 et F (4, 340) = 12.01, p < .001, respectivement, est significative. De plus, la double interaction Intensité x Conséquence x Perspective est significative pour la gravité et la pardonnabilité, F (2, 170) = 7.16, p < .001 et F (4, 340) = 7.71, p < .001, respectivement.

Figure 2: Effet du Type sur le jugement de la pardonnabilité.

Figure 3 : Effet de l’interaction Type x Perspective sur la pardonnabilité.

Violence Mensonge Vol

Figure 4 : Effet de l’interaction Type x Intensité sur la pardonnabilité. Effets spécifiques au jugement de la gravité

L’effet principal de la Conséquence est significatif pour la gravité, F (1, 85) = 6.73, p < .01, la Conséquence physique est jugée plus grave que la Conséquence psychologique. La double interaction Intensité x Conséquence x Perspective est significative, F (2, 170) = 7.16, p < .001, de la perspective de la victime, en Conséquence physique et en Intensité 3, la transgression est toujours jugée plus grave que les transgressions ayant une Conséquence psychologique, à n’importe quel niveau de gravité.

Aucun effet spécifique au jugement de pardonnabilité.

IV.4. Analyse des facteurs personnels influençant la Pardonnabilité et la Gravité

Afin d’étudier la relation entre le jugement des indices moyens G et P et les variables personnelles (STAI-T, l’ECR, l’IRI, le PANAS et la BDI-II), nous avons fait une analyse corrélationnelle par groupe d’âge, et avons relevé certaines variations d’un groupe à l’autre. En effet, pour le groupe des jeunes adultes, la sous-échelle de l’ECR,

« Evitement » corrèle négativement avec l’Indice Moyen G, r (30) = -.47. De plus les

« Affects positifs » du PANAS corrèlent positivement avec l’Indice Moyen G, r (30) = .44, p < .05. Dans ce groupe, on note aussi que l’Indice Moyen P corrèle positivement

Peu sv re Moyennement sv re Tr s s v re

Violence Mensonge Vol

TYPE 2.0

2.5 3.0 3.5 4.0 4.5 5.0 5.5

Pardonnabilit

avec la sous-échelle « Anxiété » de l’ECR, r (30) = .38, p < .05, ainsi qu’avec la partie

« Affects négatifs » du PANAS, r (30) = .40, p < .05.

Pour le groupe des adultes d’âge moyen (N = 30), l’Indice Moyen G corrèle négativement avec la sous-échelle « Evitement » de l’ECR, r (30) = -.50, p < .05, et corrèle positivement avec la sous-échelle « Empathic concern » de l’IRI, r (30) = .44, p <

.05.

Pour le groupe des adultes âgés (N = 30), il y a une corrélation positive entre la sous-échelle « Fantasy» de l’IRI et l’Indice Moyen G, r (30) = .52, p < .05, ainsi qu’une corrélation négative avec l’Indice Moyen P, r (30) = -.36, p < .05. Les corrélations pour chaque groupe d’âge sont présentées dans l’annexe G (page 70).

V. DISCUSSIO

La pardonnabilité est un concept difficile à mesurer à cause de tous les facteurs qui le composent (Batson et al., 2003 ; Gauché et al., 2005; Girard et Mullet, 1997;

McCullough et al., 1997 ; Mullet et al., 1998; Subkoviak et al., 1995). Dans cette étude, il était proposé que la pardonnabilité serait influencée à la fois par des facteurs personnels et par des facteurs propres à la transgression. Les résultats suggèrent en effet que l’âge module la pardonnabilité, et que selon l’âge du participant, d’autres facteurs personnels influenceraient la volonté de pardonner. Cette étude démontre donc l’importance de considérer plusieurs facteurs afin de déterminer la volonté de pardonner d’un individu.

Dans cette étude, nous avons cherché à mettre en lien la pardonnabilité et la gravité. En effet, nos résultats démontrent une forte corrélation négative entre le jugement de la gravité et la pardonnabilité d’une transgression, r (90) = -.59, p < .05; une transgression jugée plus gravement est moins pardonnable, et une transgression jugée moins gravement est plus pardonnable. Ce lien soutient nos hypothèses, car comme l’ont démontré Girard et Mullet (1997) ainsi que Gauché et al. (2005), la sévérité de la transgression aura un impact sur le jugement subséquent de la pardonnabilité. À cet effet, nous allons nous intéresser principalement à la pardonnabilité, l’objectif étant de regarder l’évolution avec l’âge, tout en gardant à l’esprit la relation négative que ces deux concepts maintiennent.

En analysant les résultats de notre questionnaire PAAV en comparaison avec ceux de la MTS (Maxfield et al., 2007), nous avons pu confirmer la validité de notre outil. En effet, nos résultats démontrent que la pardonnabilité corrèle négativement avec la sévérité de la punition de la MTS (Maxfield et al., 2007) à l’exception du groupe d’adultes âgés, et également avec la sévérité de la MTS (Maxfield et al, 2007) dans le groupe des jeunes adultes. Ces résultats vont dans le sens de nos hypothèses et confirment les liens que nous voulions établir entre les deux dimensions de PAAV et les deux dimensions de la MTS (Maxfield et al., 2007): les participants ont évalué les vignettes des deux questionnaires d’une même manière. Retenons que nos résultats sont comparables à ceux obtenus par Maxfield et al. (2007). De même, à l’instar de Maxfield et al. (2007), nous observons un lien positif entre les deux dimensions de la MTS (Maxfield et al., 2007). Dès lors, nous pouvons constater que le questionnaire PAAV est empiriquement valide.

Le résultat principal de cette étude démontre que le jugement de la pardonnabilité diffère selon l’âge, et que cette dernière est davantage influencée par les facteurs personnels que par les facteurs inhérents à la situation. En l’occurence, il y a un effet curvilinéaire de l’âge.

En effet, les adultes d’âge moyen pardonnent significativement plus que les jeunes adultes, et les adultes âgés ont une tendance à moins pardonner que les adultes d’âge moyen. L’étude de Subkoviak et al. (1995) confirme nos résultats. En effet, ils ont trouvé que les parents d’âge moyen pardonnent plus que leurs adolescents, qui peuvent être considérés comme étant des jeunes adultes. Nous avons comparé nos groupes d’âge à ceux de Subkoviak et al. (2005) afin de voir s’ils correspondaient. En effet, l’âge moyen du groupe des parents de l’étude de Subkoviak et al (2005) est de 49.6 ans (ET = 9.6) ce qui correspond à notre groupe d’adultes d’âge moyen qui est de 50.87 ans (ET = 5.86). De même, le groupe des jeunes adultes de Subkoviak et al. (2005) ont en moyenne 22.1 ans (ET = 4.7) ce qui correspond à notre groupe de jeunes adultes qui a en moyenne 27.24 ans (ET = 5.22).

Toutefois, contrairement à ce que nous avons observé dans la littérature (Gauché et al., 2005; Girard et Mullet, 1997), les adultes âgés ne pardonnent pas plus que les autres groupes d’âge. Nous pouvons nous référer à la théorie de l’intégration dynamique de Labouvie-Vief (2003) afin d’expliciter nos résultats. Selon cette théorie, les adultes d’âge moyen ont la complexité émotionnelle la plus élevée ; c’est-à-dire que ces derniers ont une meilleure capacité d’intégration des aspects positifs et négatifs d’une situation.

Également, ils sont les plus capables de se mettre à la place d’autrui et de démontrer de l’empathie, ce qui influencerait également leur jugement de pardonnabilité d’une façon positive (Batson et al., 2003 ; McCullough, 2001). En effet, en observant l’évolution des affects avec l’âge, on remarque que les jeunes adultes démontrent plus d’affects négatifs, et que cette tendance s’estompe avec l’âge. Il faut alors se demander pourquoi la majorité des études démontrent que ce sont les adultes âgés qui pardonnent le plus, alors que notre recherche démontre une autre tendance.

Nous avons donc regardé les groupes d’âges de certaines études afin de savoir si ceux-ci pourraient expliquer nos résultats. Effectivement, il est possible que les personnes se trouvant dans le groupe d’adultes âgés dans notre étude soient trop « jeunes ». L’étude de Mullet et al. (1998) démontre que les adultes âgés pardonnent plus que les autres

groupes d’âge. A la différence de l’étude de Mullet et al. (1998), notre étude montre une différence notable dans la catégorisation des adultes âgés. Pour Mullet et al. (1998), le groupe des adultes âgés commence à 65ans, le nôtre à 60ans. Ces cinq années d’écart pourraient-elles à elles seules être responsables de la diversité des résultats ?

Le second objectif de notre étude était d’évaluer l’influence des quatre facteurs propres à la transgression (type, intensité, conséquence et perspective) sur le jugement de la pardonnabilité. Nos résultats démontrent que ces facteurs ne changent pas avec l’âge, ceci car nous n’avons pas observé d’interactions avec l’âge.

Nos résultats démontrent qu’il y a un effet principal du type: les participants jugent les vignettes du type mensonge comme étant les moins pardonnables. De plus, ces dernières sont moins pardonnables que la violence, qui sont jugées moins pardonnables que le vol. Nous ne nous attendions pas à ce qu’il y ait une différence quant à la pardonnabilité selon divers types de transgression. Cet effet du type est modulé par d’autres facteurs propres à la transgression, à savoir l’intensité, les conséquences résultant de la transgression, ainsi que la prise de perspective.

Nos résultats suggèrent que l’effet du type est modulé par l’intensité et la perspective de la transgression. En effet, nous avons relevé que le mensonge est jugé le moins pardonnable dans la perspective de la victime, alors que dans la perspective de l’auteur le vol est jugé le plus pardonnable. En ce qui concerne les résultats sur le vol, ceux-ci vont dans le sens des recherches précédentes. Comme l’ont démontré Batson et al.

(2003), le fait de prendre la perspective de l’auteur engendre une meilleure compréhension de ses motivations et permet de développer plus d’empathie, ce qui augmente la pardonnabilité. Concernant les résultats sur le mensonge, ceux-ci vont dans le sens de nos attentes ; nous avons en effet introduit une phrase supplémentaire qui explique et atténue les conséquences de la transgression en suscitant plus d’empathie pour l’auteur de la transgression. Ceci pourrait également expliquer pourquoi de la perspective de la victime, le mensonge est jugée le moins pardonnable puisque cette phrase existe uniquement de la perspective de l’auteur et pas celle de la victime. Il se pourrait alors que les résultats que nous avons trouvés soient modulés par cette phrase et ne soient pas dus exclusivement à la prise de perspective en soi.

Nos résultats démontrent également que le mensonge est jugé le moins pardonnable dans l’intensité très sévère et ceux-ci vont dans le sens de la littérature : plus

les conséquences de la transgression sont graves, moins pardonnable est la transgression (Gauché et al., 2005; Maxfield et al., 2007). En effet, dans les facteurs propres à la transgression, Girard et Mullet (1997) démontrent que la sévérité des conséquences influence la pardonnabilité . C’est-à-dire que lorsque la victime se fait bousculer, par exemple, ceci n’est pas considéré aussi sévère qu’être victime d’un abus sexuel, ou encore d’un vol d’identité. En effet, lorsque la transgression est plus sévère, les conséquences sont plus graves et de plus longue durée (McCullough et al., 2003). Il faut donc plus de temps pour se remettre d’un abus sexuel que de guérir sa jambe cassée. En l’occurrence, nos résultats vont dans le sens de la littérature car lorsque la transgression est plus sévère, il y a moins de volonté de pardonner.

D’ailleurs, en regardant de plus près ce résultat, nous nous sommes aperçus que l’intentionnalité est plus forte dans les vignettes du type mensonge. En effet, dans la perspective de l’auteur, celui-ci ment de plein gré, alors que dans les vignettes du type vol et violence, c’est beaucoup moins évident. En effet, Mullet et al. (1998), comme Gauché et al. (2005), citent que le degré d’intentionnalité de la transgression commise est un facteur influençant le degré de pardonnabilité : lorsqu’il n’y a pas d’intention de faire du mal, alors il y a plus de pardonnabilité. Les résultats des vignettes du type mensonge confirme les recherches précédentes et démontrent un plus fort degré d’intentionnalité, et donc une moindre tendance à pardonner. Cet effet pourrait être attribué au fait que l’acteur de la transgression est en train de commettre un « pieux mensonge » (little white lie) afin de se protéger des possibles conséquences néfastes de ses actions, alors que le même principe ne s’appliquerait pas aux vignettes de vol ou de violence. Ceci impliquerait que l’auteur de la transgression serait pleinement conscient de ses actions, alors que le degré d’intentionnalité n’est pas comparable dans les autres types de vignettes.

Nous nous apercevons que l’interaction intensité x perspective module également l’effet principal du type. Dans l’intensité la plus sévère, les transgressions sont jugées plus pardonnables dans la perspective de l’auteur, que dans celle de la victime. Ces résultats

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