MÉTHODOLOGIE - Adaptation à l'université : le rôle de la compétition et de l'appariement entre

Participants

Au total, 214 étudiants (193 femmes et 21 hommes; ≈ 14% de la population cible) de l’Université Laval ont participé à cette étude. Au moment de la collecte de donnée, tous les répondants poursuivaient leurs études dans un des programmes de baccalauréat axé sur la relation d’aide ciblés par la chercheuse, soit les programmes de psychologie (34%), psychoéducation (18%), service social (23%) et orientation (25%).Les participants recrutés étaient majoritairement nés au Québec (96%) et leur âge moyen était de 22.5 ans (ÉT = 3.55, étendue = 19 à 39). Parmi les répondants, 36% habitaient avec leurs parents, 25% avec leur conjoint, 20% avec des amis, 12% seuls, 6% avec des membres de leur famille et 1% avec des personnes qu’ils ne considéraient pas comme des amis. Au moment de la passation du questionnaire, les participants en étaient, en moyenne, à leur 4e session universitaire et 62% d’entre eux voulaient poursuivre au cycle supérieur dans le même domaine d’études que celui dans lequel ils étaient inscrits.

Déroulement

Le recrutement de participants eu lieu au début de l’hiver 2012 par des annonces en classe, une distribution de dépliants et des envois de courriels. Plus précisément, suite à l’obtention de l’approbation éthique et avec l’accord des professeurs responsables des cours ciblés, le projet de recherche a d’abord été présenté oralement aux étudiants en début de cours. La sollicitation eu lieu dans un cours de première, de deuxième et de troisième année de chaque programme ciblé, pour un total de 12 cours. Les étudiants étaient à ce moment informés des buts généraux de l’étude et de ce qu’impliquait la participation, soit la passation d’un questionnaire en ligne, ainsi que du caractère volontaire de la participation. La chercheuse précisait alors que, pour pouvoir participer à l’étude, il fallait être inscrit dans un des programmes ciblés. Les étudiants étaient également informés du caractère confidentiel des réponses, de la possibilité de se retirer de l’étude à tout moment et de la tenue d’un tirage à la fin de l’étude qui offrait la chance à 10 participants de gagner une carte-cadeau dans un magasin de livres et de musique d’une valeur de 10$.

À la suite de cette présentation orale, des dépliants sur lesquels étaient imprimées toutes les informations susmentionnées ainsi que les coordonnées de la chercheuse, le nom

de sa directrice de recherche, le numéro d’approbation éthique du projet et le lien internet pour passer le questionnaire web ont été distribués en classe. Une semaine plus tard, un courriel comprenant ces informations fut envoyé à tous les étudiants des quatre programmes ciblés. Deux semaines après cet envoi, un courriel de rappel fut acheminé aux étudiants.

Les étudiants désirant participer devaient se rendre à l’adresse web indiquée sur le dépliant et dans le courriel de sollicitation. Après avoir rempli le formulaire de consentement éclairé (voir Annexe A), les participants répondaient au questionnaire (voir Annexe B). Les réponses des participants étaient récupérées par l’intermédiaire d’un logiciel d’enquête statistique (LimeSurvey) et stockées dans une banque de données hébergée sur un des serveurs de l’Université Laval. Elles ont été traitées de façon strictement confidentielle. Deux semaines après l’envoi du courriel de rappel, le questionnaire web fut désactivé, ce qui mit un terme à la collecte de données.

Mesures

La prochaine section présente les différents critères, outils et instruments utilisés pour mesurer les variables d’intérêt. Il est à noter que des variables identifiées dans les écrits scientifiques comme potentiels prédicteurs de l’adaptation à l’université ont également été mesurées afin d’être ultérieurement contrôlées statistiquement si nécessaire. Il s’agit de la motivation globale, du soutien social, des buts d’accomplissement, de l’estime de soi et de certaines données sociodémographiques dont la performance scolaire (Aspinwall & Taylor, 1992; Black & Deci, 2000; Friedlander et al., 2007; Pelletier et al., 2001; Petersen et al., 2010; Wolters, 2004).

Le caractère compétitif du programme

Le caractère compétitif du programme fut déterminé en fonction du contingentement et des exigences d’admission du programme de cycle supérieur dans le même domaine. Un programme est considéré contingenté lorsque le nombre de demandes d’admission est plus élevé que le nombre de places disponibles (Université Laval, s.d.-a). Dans ce genre de contexte, une personne répondant aux critères d’admission n’est donc pas automatiquement admise. En ce qui concerne les exigences d’admission, l’admission au deuxième cycle requiert généralement la détention d’un grade de premier cycle dans le même domaine ou

d’une formation jugée équivalente, le tout obtenu avec une moyenne de cheminement ou de diplomation autour de 3 sur 4,33 (p. ex., Université Laval, 2017c, 2017d). Dans la présente étude, les autres exigences d’admission sont considérées particulières.À l’Université Laval, tant pour la maîtrise en sciences de l’orientation que celles en service social et en psychoéducation, les exigences d’admission correspondent aux exigences d’admission générales (Université Laval, 2017a, 2017b, 2017e). De plus, ces programmes sont considérés non contingentés puisque le nombre de demandes d’admission faites par les étudiants de l’Université Laval n’excède pas le nombre de places disponibles (Université Laval, communication personnelle, août 2015). Ainsi, tous les étudiants de l’Université Laval possédant un grade de premier cycle dans le même domaine (ou une formation jugée équivalente) ainsi qu’une moyenne de cheminement ou de diplomation de 3 sur 4,33 (3,2 pour le programme de maîtrise en psychoéducation) sont admis au programme de cycle supérieur du domaine respectif. Les programmes de baccalauréats en orientation, service social et psychoéducation sont donc considérés comme non compétitifs dans la présente étude.

La situation est toutefois différente pour le programme de doctorat en psychologie qui est accessible suite aux études de premier cycle et qui est une exigence pour devenir membre de l’Ordre des psychologues du Québec. En effet, l’admission au programme de doctorat en psychologie de l’Université Laval est déterminée en fonction d’une grille d’évaluation dont le résultat se base sur de nombreux critères évalués selon un barème précis pour arriver à une note totale de 100 (Comité des programmes de doctorat D. Psy et Ph. D. R/I de l’Université Laval, 2017) et excédant les conditions d’admission générales. Outre la détention d’un grade de premier cycle dans le même domaine ou d’une formation jugée équivalente, l’expérience en recherche, en enseignement ou en relation d’aide est également prise en compte dans l’évaluation. De plus, l’étudiant doit être en mesure de fournir des lettres d’évaluation positives et la description d’un projet de recherche de qualité. Par ailleurs, les implications sociales et communautaires ainsi que les accomplissements personnels, tels que la participation à des activités sportives de haut niveau, les publications, les prix et les distinctions, sont également considérés lors de la sélection des candidats. Il est également à noter que la qualité du dossier scolaire compte pour 30 points sur 100, une moyenne de 4,0 sur 4,33 étant nécessaire pour obtenir la totalité des points. Finalement, puisqu’en moyenne,

39 % des étudiants du baccalauréat en psychologie de l’Université Laval faisant une demande d’admission au doctorat en psychologie y sont admis (Bureau du registraire de l’Université Laval, communication personnelle, août 2015), le programme est estimé contingenté. Pour toutes ces raisons, le programme de baccalauréat en psychologie est considéré compétitif dans la présente étude.

Les intentions de poursuivre au cycle supérieur dans le même domaine

Afin de connaître les intentions des participants par rapport à la poursuite de leur parcours scolaire, des items maison ont été créés. Les participants devaient indiquer quel programme ils poursuivaient au moment de la passation du questionnaire, s’ils avaient l’intention de terminer ce programme d’étude et ce qu’ils envisageaient faire par la suite.

L’adaptation à l’université

L’adaptation à l’université fut mesurée par la version française (Larose, Soucy, Bernier & Roy, 1996) du Student Adaptation to College Questionnaire (Baker & Siryk, 1984). Le questionnaire compte originellement 67 items, mais la version abrégée (24 items) a été utilisée dans la présente étude pour mesurer trois dimensions : l’adaptation scolaire, qui réfère aux perceptions de l’étudiant de sa capacité à répondre adéquatement aux demandes scolaires telles que les travaux scolaires et les examens ainsi que la perception de ses attitudes par rapport au travail scolaire; l’adaptation personnelle-émotionnelle qui réfère à la perception de l’étudiant de son état émotionnel général (p. ex., la détresse psychologique, l’anxiété) et de son état physique (p. ex., symptômes somatiques); et l’adaptation sociale qui réfère à la perception de l’étudiant de l’étendue et du succès de ses activités sociales ainsi que de son fonctionnement social. Les participants devaient indiquer à quel point les énoncés s’appliquent à eux sur une échelle de type Likert allant de 1 (« ne s’applique pas du tout à moi ») à 9 (« s’applique parfaitement à moi »). Des exemples d’items incluent « Je suis satisfait(e) de mon rendement scolaire à l’université » (scolaire; 10 items), « Je me sens en bonne santé ces temps-ci » (personnelle-émotionnelle ; 7 items) et « J’entretiens des liens amicaux avec plusieurs à l’université (p. ex., étudiants, enseignants, personnel de soutien, etc.) » (sociale; 6 items). Un item (« Je suis confiant[e] de pouvoir relever de façon satisfaisante les futurs défis ici à l’université ») est uniquement utilisé dans le calcul du score

global d’adaptation à l’université. Le questionnaire possède de bonnes qualités psychométriques, et ce, tant pour la version anglaise (p. ex., Nordstrom, Goguen, & Hiester, 2014) que pour la version française (Duchesne, Ratelle, Larose, & Guay, 2007). Dans la présente étude, les coefficients alpha de Cronbach étaient de 0,83, 0,75 et 0,89 pour les sous- échelles scolaire, personnelle-émotionnelle et sociale, respectivement et de 0,90 pour le score d’adaptation globale à l’université.

L’agence et la communion

L’agence et la communion ont été mesurées à l’aide des sous-échelles agence et communion de la version française (K’delant & Gana, 2009) du Personnal Attributes Questionnaire (PAQ; Spence & Helmreich, 1978). Le PAQ fut originellement conçu pour déterminer la présence de traits typiquement masculins et typiquement féminins chez un individu (Spence & Helmreich, 1978), mais est considéré comme un meilleur indicateur de l’agence et de la communion que de la masculinité et la féminité (Spence & Helmreich, 1979). L’échelle positive d’agence est composée de 8 adjectifs (« Très indépendant[e] », « Très actif[ve] », « Très compétitif[ve] », « Prend facilement des décisions », « Ne baisse jamais facilement les bras », « Est très sûr[e] de soi », « Se sent très supérieur[e] aux autres » et « Garde toute maîtrise de soi sous la pression »). L’échelle positive de communion est composée de 8 items (« Très émotif[ve] », « Capable de se consacrer complètement aux autres », « Très doux[ce] », « Très serviable », « Très aimable », « Très sensible aux sentiments des autres », « Très compréhensif[ve] » et « Très chaleureux[se] dans ses relations avec les autres »). Chaque item est assorti de son opposé à l’autre extrémité d’une échelle bipolaire en 5 points. Une valeur variant de 0 à 4 est attribuée à chaque réponse (voir Annexe B). Les moyennes de chaque sous-échelle sont ensuite calculées pour obtenir les scores d’agence et de communion. Le questionnaire a été rempli par les participants à deux reprises, la première pour mesurer leur niveau d’agence et de communion générales et la deuxième pour mesurer leur niveau d’agence et de communion en contexte scolaire. La cohérence interne de l’échelle originale (coefficient alpha de Cronbach de 0,72 pour l’échelle d’agence et de 0,68 pour l’échelle de communion) est considérée acceptable compte tenu du nombre limité d’items par dimension (K’delant & Gana, 2009). Dans la présente étude, les

coefficients alpha de Cronbach étaient de 0,66 pour l’agence générale, 0,75 pour la communion générale, 0,62 pour l’agence scolaire et 0,87 pour la communion scolaire.

Variables contrôles

La motivation globale. Afin de mesurer la motivation globale, cinq des sept sous- échelles de l’Échelle de Motivation Globale (Guay, Mageau, & Vallerand, 2003) ont été utilisées : motivation intrinsèque à la connaissance (MI), régulation identifiée (RID), régulation introjectée (RIN), régulation externe (REX) et amotivation (AM). Chaque sous- échelle compte quatre items qui présentent des raisons possibles de faire quelque chose en général. Par exemple, « ... parce que j’aime faire des découvertes intéressantes» (MI) , « ... pour m’aider à devenir ce que je veux être plus tard » (RID), « ... parce que je me sentirais coupable de ne pas les faire » (RIN), « ... parce que je ne veux pas décevoir certaines personnes » (REX) et « ... même si je n’ai pas de bonnes raisons de les faire » (AM). Les énoncés se répondent sur une échelle de type Likert en sept points (1 = ne correspond pas du tout; 7 = correspond exactement). Les valeurs de cohérence interne ont été démontrées satisfaisantes, les coefficients alpha de Cronbach s’étendant de 0,75 à 0,91 (Guay et al., 2003). Dans la présente étude, les coefficients alpha de Cronbach pour les sous-échelles étaient de 0,90 (MI), 0,73 (RID), 0,86 (RIN), 0,78 (REX) et 0,88 (AM). Nous avons regroupé les sous-échelles MI et RID afin de créer un score de motivation autonome (α = 0,85) et les sous-échelles RIN, REX et AM afin de créer un score de motivation contrôlée (α = 0,87).

Le soutien social. La Social Provisions Scale – source-specific (SPS-ss; Cutrona, 1989) traduite par Pierce, Senécal, Gauthier et Guay (2003) fut utilisée pour mesurer le soutien social. Parce qu’il n’existait pas de validation française, Pierce et ses collègues (2003) ont procédé par traduction inversée; deux personnes bilingues expertes du domaine ont d’abord traduit l’échelle en français puis la comparaison de ces deux versions a permis de créer une version unique en français qui fut, à son tour, traduite par deux autres experts bilingues vers l’anglais. Les ajustements nécessaires ont par la suite été effectués pour assurer l’exactitude de la version française. La SPS-ss est composée de 12 items mesurant six dimensions du soutien social : l’attachement, l’aide tangible et matérielle, les conseils, l’intégration sociale, l’assurance de sa valeur et le besoin de se sentir utile et nécessaire. Les 12 items sont répondus trois fois par le participant : la première fois en faisant référence aux

amis, la deuxième fois en faisant référence aux parents et la troisième fois en faisant référence au partenaire amoureux. Dans la présente étude, le soutien social provenant des amis et des parents furent mesurés (p. ex., « Pouvez-vous compter sur vos parents/amis pour vous aider, si vous en avez vraiment besoin? »). Les participants devaient répondre sur une échelle allant de 1 à 3 (non, parfois, oui). La fiabilité du SPS-ss a été démontrée dans le passé ( = 0,76;

Cutrona, 1989) et dans la présente étude ( = 0,83 et 0,86 pour les amis et les parents, respectivement).

Les buts d’accomplissement. Les buts d’accomplissement ont été mesurés par le Achievement Goal Questionnaire - Revised (AGQ-Revised; Elliot & Murayama, 2008). Puisque l’échelle n’avait pas encore été traduite en français, nous avons procédé par traduction inversée pour obtenir une version française. L’AGQ-Revised est composé de quatre sous-échelles présentant trois items chacune: la sous-échelle buts d’approche de la maîtrise (p. ex., « Mon but est d’apprendre autant que possible »), la sous-échelle buts d’évitement de la maîtrise (p. ex., « Je m’efforce d’éviter d’avoir une compréhension incomplète du matériel de mes cours »), la sous-échelle buts d’approche de la performance (p. ex., « Mon objectif est de bien performer par rapport aux autres étudiants ») et la sous- échelle buts d’évitement de la performance (p. ex., « Mon objectif est d’éviter de faire pire que les autres étudiants »). Les participants devaient répondre sur une échelle de type Likert allant de 1 (« fortement en désaccord ») à 5 (« fortement en accord »). Les sous-échelles ont démontré de bons niveaux de cohérence interne ( = 0,84 à 0,94; Elliot & Murayama, 2008). Dans la présente étude, les coefficients alpha de Cronbach sont de 0,75 pour la sous-échelle buts d’approche de la maîtrise, 0,69 pour la sous-échelle buts d’évitement de la maîtrise, 0,88 pour la sous-échelle buts d’approche de la performance et 0,83 pour la sous-échelle buts d’évitement de la performance.

L’estime de soi. L’estime de soi fut mesurée à partir de la version française (Vallières & Vallerand, 1990) du Rosenberg’s Self-Esteem Scale (Rosenberg, 1965). Les participants devaient indiquer leur degré d’accord avec chacun des 10 items sur une échelle allant de 1 (« tout à fait en désaccord ») à 4 (« tout à fait en accord »). Un exemple d’énoncés est « Je pense que je suis une personne de valeur, au moins égale à n’importe qui d’autre ». La

cohérence interne de l’échelle fut démontrée satisfaisante dans le passé (α = 0,84; Hagborg, 1996) et dans la présente étude (α = 0,88).

Les données sociodémographiques. Des informations concernant le sexe, l’âge, le lieu de naissance, le programme d’étude actuel, le nombre de sessions universitaires complétées, la moyenne de la dernière session complétée et la situation de cohabitation ont été recueillies.

Analyses statistiques

Dans le cadre de ce mémoire, deux principales séries d’analyses ont été effectuées. D’abord, des analyses préliminaires ont permis de vérifier le respect des postulats statistiques de base, de dresser un portrait global des participants et de les situer par rapport aux mesures utilisées. Dans un deuxième temps, des analyses permettant de tester les hypothèses de recherche ont été réalisées par l’intermédiaire des logiciels SPSS et Mplus. Il s’agit principalement de tests de comparaison de moyennes, soit un test t pour échantillons appariés, des analyses à mesures répétées et des MANCOVA. Une analyse de profils latents fut réalisée afin de tester la congruence entre les orientations globales et contextuelles et des régressions hiérarchiques furent effectuées afin de prédire l’adaptation à partir du type de programme d’études (compétitif ou non), des intentions de poursuivre au cycle supérieur dans le même domaine et des niveaux d’agence et de communion générales.

Analyse de profils latents

Cette analyse de nature exploratoire a permis d’identifier s’il existe différents profils d’étudiants, dans ce cas-ci, basés sur les niveaux d’agence générale, d’agence scolaire, de communion générale et de communion scolaire. L’analyse des intervalles de confiance a permis de déterminer la congruence ou l’incongruence entre les dimensions d’agence et de communion scolaires et générales de chaque profil.

L’analyse de profils latents fut réalisée par l’intermédiaire du logiciel Mplus (version 7.3; Muthén & Muthén, 1998-2012). Bien qu’il n’y ait pas encore de consensus quant aux critères à respecter pour déterminer le nombre de profils à retenir, certains tests et indices statistiques peuvent aider à prendre la décision (McLachlan & Peel, 2000). En effet, il fut

démontré que de plus petites valeurs du critère d’information bayésien (Bayesian Information Criterion [BIC]) et du critère d’information Akaike (Akaike Information Criteria [AIC]) indiquent un meilleur ajustement du modèle (Morin, Meyer, Creusier & Biétry, 2016). De son côté, l’entropie (Entropy) permet de vérifier l’exactitude avec laquelle le modèle classifie les individus dans le bon profil, une valeur se rapprochant de 1 représentant une meilleure exactitude de classification (Berlin, Williams, & Parra, 2014; Morin et al., 2016). Par ailleurs, le test de rapport de vraisemblance Lo-Mendell-Rubin (LMR) est utilisé afin de déterminer si l’ajout d’un profil permet d’améliorer de façon significative l’ajustement du modèle. Une valeur p < 0,01 pour un modèle à k profils signifie que le modèle à k – 1 profils devrait être rejeté et que le modèle à k profils devrait être retenu (Morin et al., 2016). Finalement, la taille des profils et la répartition de l’échantillon à l’intérieur de chaque profil doivent également être considérées (Lubke & Neale, 2006).

Comparaison de groupes

Certaines des analyses réalisées dans ce projet comparent les deux groupes constitués sur la base du type de programme (« Programmes compétitifs » [PC] et « Programmes non compétitifs » [PNC]) ainsi que les quatre groupes constitués sur la base du type de programme et des intentions de poursuivre au cycle supérieur dans le même domaine (« Programmes compétitifs et a l’intention de poursuivre » [PC-P], « Programmes compétitifs et n’a pas l’intention de poursuivre » [PC-NP], « Programmes non compétitifs et a l’intention de poursuivre » [PNC-P] et « Programmes non compétitifs et n’a pas l’intention de poursuivre » [PNC-NP]; voir le Tableau 1 pour connaître la répartition des étudiants dans chaque groupe). Compte tenu de l’inégalité entre les groupes, certaines mesures statistiques ont été prises dans les analyses les comparant. Comme recommandé par le Manuel SPSS (version 23; IBM France, 2014) dans le cas de groupes inégaux, c’est la somme de carrée de type III qui fut utilisée. De plus, l’homogénéité des variances et covariances fut vérifiée à chaque analyse. Elle était respectée dans tous les cas. Finalement, comme conseillé par Tabachnick et Fidell (2013) dans le cas de devis non idéaux, c’est le critère de Pillai qui fut utilisé, étant donné sa robustesse.

45 Tableau 1

Répartition (n) des participants de l’échantillon selon le type de programme d’études et les intentions de poursuivre au cycle supérieur dans le même domaine

Programmes compétitifs (PC) Programmes non compétitifs (PNC) A l’intention de poursuivre (P) 36 92

N’a pas l’intention de poursuivre (NP) 36 43

N’a pas indiqué ses intentions de

poursuite 1 6

Total 73 141

Interprétation des résultats

Conformément à ce que Kline (2009; 2013) appelle la « réforme statistique » et comme suggéré par l’American Psychological Association (APA, 2010), bien que les résultats des tests de signification statistique de l’hypothèse nulle sont présentés, l’interprétation de l’ensemble des résultats d’analyses est basée sur d’autres éléments statistiques tels que les statistiques descriptives (moyennes et écarts-types), les tailles d’effet et les intervalles de confiance. Il est également à noter qu’en ce qui concerne les analyses de

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