La présence de données aberrantes dans l’échantillon, ainsi que la linéarité, la normalité et la multicolinéarité de la distribution ont été évaluées. Des analyses descriptives ont été réalisées afin d’examiner les moyennes et les écarts-types de chacune des variables. Des analyses corrélationnelles, des analyses de variances (ANOVA) ainsi que des tests de chi-deux ont été effectués pour évaluer la relation entre les variables. En raison de la forte corrélation entre la violence physique perpétrée et vécue du CTS-2 (r = .66 ; p < .01), les deux variables ne pouvaient être incluses dans le modèle. Puisque l’échelle d’agression physique dont l’individu estime être victime présentait les plus fortes corrélations avec les autres variables de l’étude, c’est cette-dernière qui a été retenue dans le modèle. Les différences de genre pour chaque variable ont été testées à l’aide d’ANOVA à mesures répétées pour tenir compte de la non-indépendance des données et les tailles d’effet ont été calculées. Le barème établi par Cohen (1988) pour interpréter une taille d’effet faible (η2 =.01), modérée (η2 = .09) et élevée (η2 = .25) a servi de référence. Les statistiques
descriptives ont été réalisées à l’aide du programme SPSS 20.
Un modèle d’analyses acheminatoires d’interdépendance acteur-partenaire (APIM) a été testé avec le logiciel Mplus (Muthén & Muthén, 2012). Ce modèle examine si les traits de la PDM constituent un médiateur de l’association entre la violence conjugale dont l’individu estime être victime (variable indépendante; VI) et la satisfaction conjugale (variable dépendante; VD). Puisqu’un modèle APIM tient compte de la non-indépendance des données, il est tout désigné dans le cadre d’une étude sur un échantillon composé de couples (Cook & Kenny, 2005; Kenny, Kashy, & Cook, 2006). Ce type de modèle permet d’analyser deux effets principaux en considérant simultanément les données des deux partenaires. Le premier constitue l’effet acteur, c.à.d. l’effet direct de la VI mesurée chez l’individu sur la VD de l’individu. Le deuxième constitue l’effet partenaire, c.à.d. l’effet direct de la VI de l’individu sur la VD de son partenaire. Le modèle APIM permet également d’analyser les effets indirects (EI). Enfin, d’un point de vue théorique, les données de chacun des partenaires devraient être distinguables en fonction du genre de l’individu. Toutefois, il est possible que les associations ne soient pas influencées par le genre des partenaires. Afin de déterminer si les
données des partenaires sont effectivement distinguables, un test de distinguabilité des dyades a été effectué sur l’ensemble des variables.
Le modèle est testé selon l’approche de Hayes (2013). Il s’agit d’une approche qui utilise les intervalles de confiance obtenus par la procédure de rééchantillonnage afin de déterminer si les effets indirects d’un modèle de médiation sont significatifs. Les données manquantes sont traitées avec la méthode du maximum de vraisemblance à information complète (Arbuckle, 1996; Wothke, 2000). Il s’agit d’une méthode utilisant l’ensemble des données disponibles pour estimer les paramètres du modèle. Les erreurs standard ont été calculées à l’aide d’une méthode d’estimation robuste (MLR). L’ajustement du modèle a été vérifié par le biais de cinq indices : l’indice d’ajustement comparatif (CFI), l’index Tucker-Lewis (TLI), le chi carré (χ2), 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 .90 est bien ajusté (Browne & Cudeck, 1993). Un modèle possédant un indice SRMR et RMSEA inférieur à .05 est considéré comme étant bien ajusté alors qu’un modèle possédant une valeur entre .05 et .08 est considéré comme modérément bien ajusté (Browne & Cudeck, 1993). Pour ce qui est du test d’ajustement du chi carré, un résultat non significatif au seuil de signification .05 indique un bon ajustement. Une procédure de rééchantillonnage a été utilisée afin de tester les effets indirects. Pour y parvenir, 1000 échantillons aléatoires ont été générés dans le but d’élaborer des intervalles de confiance dont les biais ont été corrigés (Edwards & Lambert, 2007).
Résultats
Les moyennes, les écarts-types, les ANOVA à mesures répétées et les tailles d’effet pour les traits de la PDM, la satisfaction conjugale (EAD), le score à l’échelle d’agression physique dont l’individu estime être victime au CTS2 (PHYPART) pour les hommes et les femmes sont présentés au tableau 1. La consultation de ce tableau montre que les femmes de l’échantillon présentent un plus haut niveau de traits de la de la PDM que les hommes (F(1.173)=14.84, p < .001), ce qui confirme la première hypothèse. La taille d’effet associée à cette différence de moyenne est faible (η2
= .08). Les femmes seraient également moins satisfaites de leur relation conjugale comparativement aux hommes (F(1.177)=11.64, p < .001). La taille d’effet associée à cette différence de moyenne est faible (η2 = .06). La différence entre les moyennes des hommes et des femmes quant à la violence
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Les corrélations entre les différentes variables chez les hommes et les femmes sont présentées dans le tableau 2. La violence dont la femme et l’homme estiment être victime est positivement associée à leurs propres traits de la PDM ainsi qu’à ceux de leur partenaire. Les traits de la PDM de l’homme et de la femme sont associés négativement à leur propre satisfaction conjugale ainsi qu’à celle de leur partenaire.
Pour ce qui est du test d’indistinguabilité des dyades hommes-femmes, le test omnibus de la non indépendance des dyades atteint le seuil de signification lorsque le modèle où des contraintes sont appliquées aux effets acteurs et partenaires est comparé au modèle où des contraintes sont appliquées aux effets acteurs et partenaires, ainsi que sur les variances (∆χ2 ajusté de Satorra- Bentler (3) = 35.75 ; p < .01). La dyade doit donc être considérée comme étant distinguable puisque les variances des variables des hommes et des femmes sont significativement différentes. Les moyennes des variables ont été contraintes à être égales puisque cette démarche ne semblait pas détériorer significativement l’ajustement du modèle.
Les résultats des analyses APIM sont présentés à la figure 1. Les indices d’ajustement suggèrent que les données sont bien représentées par le modèle (CFI = 1.00 ; TLI = 1.05 ; χ2 (7) = 4.24, p = .752 ; SRMR= .03 ; RMSEA= .00, 90% [.00 à .07]). Les effets acteurs sont significatifs : la violence dont la femme et l’homme estiment être victime est négativement associée à leur propre satisfaction conjugale (β= -.06 ; p<.05). Les effets partenaires sont significatifs : la violence physique dont la femme et l’homme estiment être victime est négativement associée à la satisfaction conjugale de leur partenaire (β= -.06, p<.05). L’ensemble des effets acteurs indirects sont significatifs : l’effet de la violence dont la femme estime être victime (VI) sur sa propre satisfaction conjugale (VD) est expliquée indirectement via les traits de la PDM (médiateur) de la femme (EI = -.05 ; 95% IC = [-.09 ; -.02]) et de l’homme (EI = -.02 ; 95% IC = [-.03 ; -.00]). L’effet de la violence dont l’homme estime être victime (VI) sur sa propre satisfaction conjugale (VD) est expliquée indirectement via les traits PDM de l’homme (EI = -.05 ; IC = [-.09 ; -.02]) et de la femme (EI = -.02 ; IC = [-.03 ; -.00]). Les effets partenaires indirects sont également significatifs: l’effet de la violence physique dont l’homme estime être victime (VI) sur la satisfaction conjugale de la femme (VD) est expliquée indirectement via les traits de la PDM de la femme (EI = -.03 ; IC = [-.05 ; -.01]) et de l’homme (EI = -.03 ; IC = [-.06 ; -.01]). L’effet de la violence physique dont la femme estime être victime (VI) sur la satisfaction conjugale de l’homme est expliquée indirectement via les traits de la PDM de la femme (EI = -.03 ; IC = [-.06 ; -
.01]) et de l’homme (EI = -.03 ; IC = [-.05 ; -.01]). Le modèle permet d’expliquer 18.8 % et 17.3% de la variance de la satisfaction conjugale chez les hommes et les femmes respectivement.
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Discussion
Les résultats de la présente étude confirment l’ensemble des hypothèses proposées au départ. Plus précisément, le modèle final indique que la violence conjugale, opérationnalisée comme une stratégie d’adaptation inadéquate adoptée par les partenaires afin de faire face au stress relationnel, est négativement associée à la satisfaction conjugale et que les traits PDM expliquent partiellement le rapport observé entre ces deux variables. Ce modèle englobe donc non seulement le lien entre violence physique et satisfaction conjugale déjà bien établi (Wu Shortt, Capaldi, Kim & Laurent, 2010; Ackerman & Field, 2011 ; Henning & Connor-Smith, 2011; Shorey, Febres, Brasfield & Stuart, 2012) mais, et il s’agit là d’un fait nouveau, il met en relief que les traits de la PDM s’expriment avec plus de force lorsque les partenaires évoluent dans un contexte de violence conjugale. Bien que la nature du rapport de causalité n’ait pu être vérifiée dans la présente étude, la recherche de Blais-Bergeron (2013) a déjà montré qu’en certaines circonstances, sur une courte période d’un an, c’est la violence physique au sein du couple qui entraîne un affaiblissement de la personnalité. Il n’est donc pas interdit de penser qu’au long cours, la violence physique entraîne une intensification des traits PDM. Ceci devra être démontré plus rigoureusement, l’association inverse ne peut, pour l’instant être exclue. De tels résultats pourraient éventuellement mener à une reconceptualisation du modèle Vulnérabilité-Stress-Adaptation (Karney & Bradbury, 1995) dans lequel les stratégies d’adaptation au stress sont déterminées par les tendances dispositionnelles des individus et non le contraire.
Certaines pistes de compréhension peuvent être élaborées sur la base de la théorie des relations d’objet et de l’attachement afin de mieux comprendre l’association positive entre la violence physique et la personnalité dans la présente étude. Puisque le devis de cette recherche ne permet pas d’émettre des hypothèses longitudinales, ces pistes de compréhension devront être vérifiées dans des études futures. Selon Bowlby (1982, 1969), les enfants naissent avec un système comportemental inné motivant l’individu à rechercher la proximité auprès des principales figures d’attachement, souvent les parents, afin d’assurer sa survie. Les expériences infantiles vécues avec ces figures sont essentielles puisqu’elles constituent, en grande partie, la base de la structure psychologique de l’individu qui sous-tend ses motivations et ses comportements à l’âge adulte (Clarkin, Yeomans & Kernberg, 2006). L’intensité affective caractérisant les interactions entre l’enfant et sa principale figure d’attachement est primordiale dans ce processus (Clarkin et al., 2006). Ce lien
entre l’attachement et la structure psychique pourrait constituer une hypothèse intéressante afin de nous aider à mieux comprendre les résultats de la présente étude. En effet, le système d’attachement demeurerait actif tout au long de la vie et serait particulièrement stimulé dans les relations amoureuses (Shaver & Mikulincer, 2005; Mikulincer & Shaver, 2009). Ainsi, il est possible de penser que l’attachement s’établissant entre l’individu et son partenaire amoureux pourrait constituer un puissant mécanisme via lequel des modifications à l’intérieur de la structure psychique pourraient se produire à l’âge adulte. Les résultats obtenus par Naud et ses collègues (2013) ont d’ailleurs révélé un lien complexe entre la personnalité, l’attachement et la satisfaction conjugale, ce qui supporte la valeur d’une telle interprétation. Puisque la présence de violence conjugale entre les partenaires constitue un contexte intense et chargé d’affects négatifs, il pourrait constituer un contexte particulièrement propice à l’émergence de modifications au sein de la structure de la personnalité. Certaines relations d’objet déjà présentes dans le monde interne des partenaires pourraient être activées et exacerbées en raison de l’interaction particulière entre ces derniers. Une étude longitudinale observant le lien entre l’attachement mesuré à l’enfance et la personnalité à l’âge adulte en fonction du contexte conjugal pourrait permettre de vérifier ces hypothèses.
Des hypothèses plus spécifiques aux caractéristiques de la PDM peuvent être émises afin d’étoffer les pistes de compréhensions élaborées ci-dessus. Encore une fois, la séquence des phénomènes décrits ci-dessus et leurs interactions n’ont pu être vérifiés en raison des limites du devis utilisé dans la présente étude. Ces pistes de compréhension apportent toutefois un éclairage permettant de possiblement mieux comprendre les résultats complexes du modèle. Tout d’abord, la difficulté d’identification et d’expression de l’agressivité que l’on retrouve typiquement chez les individus présentant des traits de la PDM (Kernberg, 1988) pourrait constituer un des facteurs personologiques favorisant l’émergence de comportements violents entre les partenaires. Effectivement, le refus de ressentir ou de considérer ses propres signaux d’agressivité chez les personnes ayant des traits de la PDM, comme les tensions musculaires et l’irritabilité, pourrait s’accumuler et résulter en comportements violents. Les résultats d’études récentes ont d’ailleurs démontré l’important rôle des difficultés d’expression et de régulation des émotions pour prédire l’adoption de comportements violents dans la relation amoureuse (Kelley, Edwards, Dardis & Gidycz, 2015 ; Caldwell, Swan, Allen, Sullivan & Snow, 2009). L’accumulation des signaux chez l’individu présentant des traits de la PDM pourrait également être alimentée par le déni de l’agressivité du partenaire. En effet, l’individu présentant des traits de la PDM pourrait être affecté, sans en être
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totalement conscient, par les manifestations agressives (p.ex. les comportements passifs agressifs) de son partenaire. L’évitement des affects négatifs pourrait être motivé par les intenses craintes de rejet caractérisant les individus présentant des traits de la PDM (Kernberg, 1988). Tenir compte de sa propre agressivité ou de celle de son partenaire pourrait constituer une grande menace pour l’individu qui ressent de grands besoins d’amour et d’approbation de la part de son conjoint.
L’émergence de comportements violents dans la relation conjugale pourrait déclencher un cercle vicieux menant à l’intensification des traits de la PDM chez chacun des partenaires. Cette hypothèse pourrait contribuer à expliquer l’association positive entre la violence conjugale dont l’individu estime être victime et les traits de la PDM de chacun des conjoints. Dans un souci de clarté dans la présentation de ce cercle vicieux, les partenaires, qui présenteraient initialement un certain niveau de traits de la PDM, sont identifiés par «homme» et «femme». Ceux-ci sont interchangeables dans la séquence : en prenant en compte les comportements violents dont elle est victime, la femme pourrait se sentir rejetée et maltraitée par son partenaire. Les relations d’objet déjà présentes dans son monde interne pourraient ressurgir et déclencher un discours interne dévalorisant où elle se perçoit comme sans valeur en lien avec un partenaire idéalisé. Ce discours interne pourrait mener la femme à croire qu’elle mérite d’être maltraitée et intensifierait sa dépendance envers l’amour et l’acceptation de son partenaire. Du même coup, la crainte du rejet augmenterait la propension masochiste de cette dernière qui serait alors plus encline à dénier ses propres signaux d’agressivité et ceux de son conjoint. Dans un deuxième temps, en constatant la façon dont elle se sent traitée et sa soumission excessive, elle pourrait s’insurger devant son partenaire et tenter d’induire des sentiments de culpabilité chez ce dernier afin de le punir. En ayant l’impression d’avoir blessé sa conjointe, l’homme pourrait se sentir inadéquat et avoir l’impression de ne pas mériter l’amour de sa partenaire en raison d’un surmoi sévère et punitif. La culpabilité induite chez l’homme par sa partenaire pourrait donc alimenter les traits de la PDM de ce dernier et ainsi expliquer l’association positive entre les comportements violents dont l’individu estime être victime et les traits PDM du partenaire dans le modèle.
Un niveau de traits de la PDM plus sévère pourrait intensifier la propension de l’individu à ressentir des affects négatifs comme la culpabilité, la dévalorisation de soi, l’apitoiement, la colère et les sentiments dépressifs, ce qui pourrait contribuer à expliquer l’association négative entre les traits de la PDM des partenaires et la satisfaction conjugale de ces derniers. La présence d’une
association négative entre les sentiments dépressifs, l’estime de soi, le névrosisme (référant généralement à une grande sensibilité) et la satisfaction conjugale a d’ailleurs été démontrée dans plusieurs études (Davila, Karney, Todd & Bradbury, 2003; Smith, Breiding, Papp, 2012; Whitton & Kuryluk, 2012; Gordon, Tuskeviciute & Chen, 2013; Erol & Orth, 2014 ; Schaffhuser, Wagner, Lüdtke & Allemand, 2014 ; Mund, Finn, Hagemeyer, Zimmermann & Neyer, 2015; Daspe et al., 2013). Une tendance à entretenir des attentes élevées envers soi-même et les autres ainsi qu’un grand besoin d’amour et d’approbation jumelés à une grande sensibilité pourraient prédisposer les individus ayant des traits de la PDM à réagir de façon excessive dans leur relation amoureuse. Selon Kernberg (1988), lorsque les attentes et les besoins des individus présentant ces traits ne sont pas comblés, ils auraient tendance à ressentir une grande déception et à se sentir maltraités. Ce vécu subjectif pourrait expliquer la propension à éprouver des sentiments dépressifs et à s’auto-dévaluer. Par ailleurs, les comportements qu’adopte l’individu afin de faire sentir son partenaire coupable dont il a été question ci-dessus pourrait mener le partenaire à se distancier (Kernberg, 1988). Cela pourrait contribuer à expliquer l’association négative entre les traits de la PDM des conjoints et la satisfaction conjugale du partenaire. La constatation de cette distance réelle ou perçue pourrait alimenter les affects négatifs chez l’individu pour ultimement se répercuter négativement sur la satisfaction conjugale des partenaires. Une étude portant sur l’analyse de la séquence des interactions dans le couple et leurs impacts sur les traits de la PDM, tout en tenant compte de l’attachement des partenaires, pourrait permettre de vérifier ces hypothèses.
Par ailleurs, conformément à ce que Naud et ses collègues (2013) avaient observé dans leur étude, les femmes de l’échantillon présentent davantage de traits de la PDM comparativement aux hommes. Ce résultat concorde avec les observations cliniques de Kernberg (1995) qui stipule que les traits de la PDM sont présents chez les hommes et les femmes, mais seraient plus prévalents chez ces dernières dans le cadre des relations amoureuses. En effet, les femmes seraient plus enclines à exprimer leur masochisme dans la sphère conjugale alors que les hommes l’exprimeraient davantage dans la sphère du travail. Kernberg (1995) fait référence à des facteurs culturels et développementaux afin d’expliquer cet écart, notamment aux caractéristiques de la résolution du conflit œdipien distinguant les hommes et les femmes. Tout comme l’ont précisé Naud et al. (2013), puisque la taille d’effet associée à cette différence de moyenne est faible, ce résultat devrait être interprété avec prudence.
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D’un point de vue théorique, nos résultats sont d’autant plus importants que ce sont les premières données empiriques qui démontrent clairement la valeur scientifique des relations objectales au sein du modèle de Kernberg (1984). Les résultats de la présente étude soulignent donc l’importance de poursuivre le travail de validation de cette portion du modèle de l’organisation de la personnalité de Kernberg (1984). Cela pourrait s’avérer particulièrement pertinent dans le contexte des relations amoureuses en raison du caractère dyadique du concept des relations objectales. Effectivement, ce dernier réfère à une représentation de soi et une représentation de l’autre liées par un affect qui interagit de façon particulière avec les relations objectales du partenaire. Ainsi, un tel concept pourrait permettre de mieux capter les phénomènes conjugaux associés à la personnalité contrairement à d’autres construits personologiques. Au plan clinique, davantage d’appuis empiriques quant au modèle de Kernberg (1984) souligneraient la pertinence d’intégrer la théorie des relations d’objet dans la thérapie conjugale.
Comme l’indiquent les résultats, le modèle de la présente étude représente bien les relations entre la violence conjugale situationnelle, les traits de la PDM et la satisfaction conjugale. Néanmoins, certaines limites méritent d’être soulignées. Tout d’abord, puisque les hypothèses formulées au départ ont été vérifiées à partir d’un plan de recherche corrélationnel, il n’est pas possible de tirer des conclusions sur le rapport de causalité entre les variables. La possibilité que d’autres variables non mesurées puissent expliquer les variations observées entre les variables ne peut donc être exclue. Bien qu’il présente également certaines limites, un plan de recherche corrélationnel longitudinal pourrait permettre d’établir, avec plus de certitude, le lien de causalité entre la violence conjugale, les traits de la PDM et la satisfaction conjugale. En outre, puisque les données ont été récoltées à partir de questionnaires auto-rapportés, les résultats obtenus peuvent être influencés par des biais comme la désirabilité sociale et certains facteurs extérieurs au phénomène d’intérêt. En ayant recours à d’autres types de mesures comme l’entrevue semi- structurée, il serait possible de limiter ces biais. Par ailleurs, certaines considérations au plan de la