Résultats Sexe
Tout d’abord, une première analyse utilisant le V de Cramer combine le sentiment de dignité au sexe des participants. Une association non statistiquement significative est obtenue à un seuil de p ≤ 0.05 (V de Cramer = 0.12, p = 0.926). La relation est faible et négative, ce qui indique qu’au sein de cet échantillon, le sexe d’un participant n’expliquait que très faiblement son sentiment de dignité.
Tableau 1
Sentiment de dignité en fonction du sexe.
Sexe
Femme Homme TOTAL
Absent/faible Effectif 19 10 29
Sentiment de % compris dans Sexe 48.7% 50.0% 49.2%
dignité
Modéré/élevé Effectif 20 10 30
% compris dans Sexe 51.3% 50.0% 50.8%
TOTAL Effectif 39 20 59
% compris dans Sexe 100% 100% 100%
Les résultats sont présentés au tableau 1. La distribution relative des cas ne varie pas de façon substantielle en fonction du sexe, ce qui indique que ce dernier n'a pas de réelle incidence sur le sentiment de dignité. Par exemple, 51.3% des femmes avaient un sentiment de dignité modéré à élevé, contre 50.0% des hommes.
Âge
Une seconde analyse s’intéresse à la relation entre le sentiment de dignité et l’âge des participants. La relation est positive, faible et non statistiquement significative à un seuil de p ≤ 0.05 (r = 0.152, p = 0.243). Ce résultat indique que parmi les participants de cette étude, le fait d’appartenir à l’une ou l’autre des catégories d’âge n’influençait que très faiblement la dignité; néanmoins, le fait d’être plus âgé est ici lié à un sentiment de dignité plus élevé.
Tableau 2
Sentiment de dignité en fonction de l’âge.
Âge
65 à 74 ans 75 ans et plus TOTAL
Absent/faible Effectif 14 15 29
Sentiment de % compris dans Âge 58.3% 42.9% 49.2%
dignité
Modéré/élevé Effectif 10 20 30
% compris dans Âge 41.7% 57.1% 50.8%
TOTAL Effectif 24 35 59
% compris dans Âge 100% 100% 100%
Le tableau 2 illustre que les participants de 75 ans et plus présentent un sentiment de dignité modéré à élevé de 57.1%, comparativement à 41.7% chez les 65 à 74 ans.
Scolarité
Dans le cas de la scolarité, le coefficient de Pearson obtenu indique une relation positive et d’intensité faible entre le sentiment de dignité et le niveau de scolarité des participants (r = 0.117), tel qu’illustré au tableau 3. Cette relation n’est pas significative à un seuil de p ≤ 0.05 et ne peut donc être généralisée à la population des personnes en perte d’autonomie fonctionnelle (p = 0.367). Le r obtenu permet toutefois d’affirmer qu’au sein de cet échantillon, 56.0% des participants ayant un niveau de scolarité plus faible vivait également un sentiment de dignité plus faible, comparativement à 44.1% des participants ayant poursuivi des études post-secondaires.
Tableau 3
Sentiment de dignité en fonction du niveau de scolarité.
Scolarité Primaire/ secondaire Études post- secondaires TOTAL Absent/faible Effectif 14 15 29 Sentiment
de % compris dans scolarité 56.0% 44.1% 49.2%
dignité
Modéré/élevé Effectif 11 19 30
% compris dans scolarité 44.0% 55.9% 50.8%
TOTAL Effectif 25 34 59
% compris dans scolarité 100% 100% 100%
Bien-être cognitif et affectif
L’association entre le bien-être cognitif et le sentiment de dignité est également de faible intensité et non généralisable à l’ensemble de cette population (r = -0.152, p = 0.243). De légères différences se présentent pourtant au sein de cet échantillon.
Étonnamment, le tableau 4 révèle que 57.1% des participants ayant un bien-être cognitif modéré à élevé avaient également un sentiment de dignité absent à faible, en comparaison à seulement 41.9% de ceux ayant un bien-être cognitif très faible à faible.
Tableau 4
Sentiment de dignité en fonction du bien-être cognitif.
Bien-être cognitif
Très faible/faible Modéré/élevé TOTAL Absent/faible Effectif 13 16 29 Sentiment de % compris dans bien-être cognitif 41.9% 57.1% 49.2% dignité Modéré/élevé Effectif 18 12 30 % compris dans bien-être cognitif 58.1% 42.9% 50.8% TOTAL Effectif 31 28 59 % compris dans bien-être cognitif 100% 100% 100%
Pour ce qui est du bien-être affectif, le coefficient de Pearson obtenu est également négatif, mais encore plus faible (r = -0.051), révélant une influence encore plus modeste du bien-être affectif sur le sentiment de dignité. Il peut toutefois être intéressant de constater que cette relation est très semblable à celle observée pour la facette précédente du bien-être, soit le bien-être cognitif. Ainsi, 53.3% des participants ayant un bien-être affectif faible à modéré ont également rapporté un sentiment de dignité modéré à élevé, comparativement à 48.3% des participants ayant un bien-être affectif élevé. Cette relation n’est pas
statistiquement significative (p = 0.698).
Tableau 5
Sentiment de dignité en fonction du bien-être affectif.
Bien-être affectif
Faible/modéré Élevé TOTAL
Absent/faible Effectif 14 15 29 Sentiment de % compris dans bien-être affectif 46.7% 51.7% 49.2% dignité Modéré/élevé Effectif 16 14 30 % compris dans bien-être affectif 53.3% 48.3% 50.8% TOTAL Effectif 30 29 59 % compris dans bien-être affectif 100% 100% 100%
Niveaux de dépression et d’anxiété
La comparaison des coefficients obtenus dans l’analyse des effets des symptômes anxio-dépressifs sur le sentiment de dignité dévoile une association très faible entre ces variables. La force des coefficients de Pearson obtenus pour la dépression et l’anxiété révèle une valeur presque identique; seule la direction de la relation diffère.
En ce qui a trait aux symptômes dépressifs, un coefficient négatif et de faible
également rapporté un sentiment de dignité absent à faible, comparativement à 44.4% pour ceux ayant rapporté un niveau de dépression absent à faible.
Tableau 6
Sentiment de dignité en fonction du niveau de dépression.
Niveau de dépression
Absente/faible Modérée/sévère TOTAL
Absent/faible Effectif 12 17 29 Sentiment de % compris dans dépression 44.4% 53.1% 49.2% dignité Modéré/élevé Effectif 15 15 30 % compris dans dépression 55.6% 46.9% 50.8% TOTAL Effectif 27 32 59 % compris dans dépression 100% 100% 100%
D’autre part, davantage d’anxiété était plutôt associé à un sentiment de dignité modéré à élevé (r = 0.085, p = 0.514). Cette relation n’est pas statistiquement significative. Le tableau 7 indique que 44.8% des participants ayant rapporté un niveau d’anxiété modéré à sévère ont également rapporté un sentiment de dignité absent à faible, en comparaison à 53.3% des participants ayant rapporté un niveau d’anxiété absent ou faible.
Tableau 7
Sentiment de dignité en fonction du niveau d’anxiété.
Absente/faible Modérée/sévère TOTAL
Absent/faible
Effectif 16 13 29
Sentiment
de % compris dans anxiété 53.3% 44.8% 49.2%
dignité
Modéré/élevé Effectif 14 16 30
% compris dans anxiété 46.7% 55.2% 50.8% TOTAL
Effectif 30 29 59
Bien-être spirituel
Par la suite, une autre analyse a été effectuée afin d’éclairer la relation entre le sentiment de dignité et le bien-être spirituel. Le résultat suggère une relation négative, de faible intensité et non statistiquement significative à un seuil de p ≤ 0.05 (r = -0.153, p = 0.24). Ce résultat indique que pour cet échantillon, le niveau de bien-être spirituel rapporté par les participants n’expliquait que faiblement leur sentiment de dignité. Néanmoins, un bien-être spirituel modéré à élevé était davantage associé à un sentiment de dignité plus faible dans 56.7% des cas. En contrepartie, seulement 41.4% des participants ayant rapporté un bien-être spirituel absent à faible ont également rapporté un sentiment de dignité plus faible.
Tableau 8
Sentiment de dignité en fonction du bien-être spirituel.
Bien-être spirituel
Aucun/faible Modéré/élevé TOTAL
Absent/faible Effectif 12 17 29 Sentiment de % compris dans bien-être spirituel 41.4% 56.7% 49.2% dignité Modéré/élevé Effectif 17 13 30 % compris dans bien-être spirituel 58.6% 43.3% 50.8% TOTAL Effectif 29 30 59 % compris dans bien-être spirituel 100% 100% 100% Désirabilité sociale
Autoduperie. Au niveau de la désirabilité sociale, les résultats démontrent que l’autoduperie n’a que légèrement influencé le sentiment de dignité rapporté par les
participants de cette étude (r = -0.074, p = 0.643). N’étant pas statistiquement significative à un seuil de p ≤ 0.05, cette relation décrit donc exclusivement la réalité des participants de la présente étude. Dans ce cas-ci, un niveau d’autoduperie plus important était également associé à un sentiment de dignité rapporté plus faible dans 54.5% des cas,
Tableau 9
Sentiment de dignité en fonction de l’autoduperie.
Autoduperie
Nulle/faible Modérée/élevée TOTAL
Absent/faible Effectif 8 12 20 Sentiment de % compris dans autoduperie 47,1% 54,5% 51,3% dignité Modéré/élev é Effectif 9 10 19 % compris dans autoduperie 52,9% 45,5% 48,7% TOTAL Effectif 17 22 39 % compris dans autoduperie 100% 100% 100%
Hétéroduperie. L’hétéroduperie obtient des résultats similaires à la première composante de la désirabilité sociale avec un coefficient de Pearson négatif, de faible intensité et non statistiquement significatif à un seuil de p ≤ 0.05 (r = -0.051, p = 0.721). La lecture du tableau 10 montre que 55.2% des participants ayant obtenu une valeur
d’hétéroduperie nulle à faible ont rapporté un sentiment de dignité modéré à élevé, comparativement à 50.0% des participants ayant obtenu un niveau modéré à élevé d’hétéroduperie.
Tableau 10
Sentiment de dignité en fonction de l’hétéroduperie.
Hétéroduperie
Nulle/faible Modérée/élevée TOTAL Absent/faible Effectif 13 10 23 Sentiment de % compris dans hétéroduperie 44.8% 50.0% 46.9% dignité Modéré/élevé Effectif 16 10 26 % compris dans hétéroduperie 55.2% 50.0% 53.1% TOTAL Effectif 29 20 49 % compris dans hétéroduperie 100% 100% 100%
Statut civil
Enfin, le V de Cramer a été utilisé afin d’étudier l’association entre le sentiment de dignité et le statut civil. Les résultats présentés au tableau 11 détaillent l’association obtenue (V de Cramer = 0.281, p = 0.198). Celle-ci est non significative à un seuil de p ≤ 0.05 et ne peut donc être généralisée à la population des PPAF. Dans le cas de cet
échantillon, le statut civil n’explique que faiblement la variation du sentiment de dignité chez les participants. La totalité des participants célibataires ont rapporté un sentiment de dignité modéré à élevé. Enfin, 57.7% des participants veufs ont rapporté un sentiment de dignité plus faible, en comparaison à 46.7% des participants séparés ou divorcés et à 50.0% des participants mariés ou conjoints.
Tableau 11
Sentiment de dignité en fonction du statut civil.
Statut civil TOTAL Célibataire Marié(e)/ conjoint(e) Séparé(e)/ divorcé(e) Veuf(ve) Absent /faible Effectif 0 7 7 15 29 Sentiment de % compris dans statut civil 0.0% 50.0% 46.7% 57.7% 49.2% dignité Modéré /élevé Effectif 4 7 8 11 30 % compris dans statut civil 100% 50.0% 53.3% 42.3% 50.8% TOTAL Effectif 4 14 15 26 59 % compris dans statut civil 100% 100% 100% 100% 100%
Régression linéaire multiple
Les résultats de la régression linéaire multiple révèlent que seule la variable de l'âge est statistiquement significative à un seuil de p ≤ 0.05 (p = 0.029). Ainsi, dans le modèle étudié, le coefficient bêta obtenu (Beta = 0.446) signifie que lorsque le sentiment de dignité augmente d’un écart-type, l’âge augmente de 0.446 écart-type (et ce, en contrôlant pour les effets des autres variables indépendantes). Enfin, le R2 ajusté indique que le modèle étudié
Discussion
Si les relations qui existent entre le sentiment de dignité et le bien-être psychologique des personnes en fin de vie sont bien établies, leur potentiel d’être
généralisées au sein d’autres populations demeure relativement peu étudié au Québec. Cette étude est la première au Québec qui s’intéresse à l’application du construit de la dignité chez la population de PPAF qui résident toujours au domicile. Elle répond ainsi à la suggestion formulée par Chochinov, qui avait l’intention d’étudier davantage la pertinence de la thérapie de dignité pour d’autres populations que les personnes en fin de vie.
Les résultats montrent que les personnes âgées en perte d’autonomie du présent échantillon se différencient des personnes âgées résidant en établissements de soins de longue durée au Manitoba (Chochinov et coll., 2012) et des personnes en fin de vie au Manitoba et au Québec (Chochinov et coll., 2005, 2006; Gagnon et coll., 2010) en ce qui a trait à leur sentiment de dignité. En effet, seulement 3 des 60 participants ont obtenu un résultat supérieur à 75 à l’inventaire de dignité en soins palliatifs. L’hypothèse avancée dans la présente étude est donc infirmée. En outre, contrairement à ce qui semblait particulièrement intuitif, il apparaît que l’association des variables indépendantes typiquement liées au sentiment de dignité dans la littérature n’est pas retrouvée dans le présent échantillon. Les coefficients obtenus démontrant une très faible relation entre les variables indépendantes et le sentiment de dignité chez cet échantillon vont également à l’encontre des suppositions de cette étude.
Dans un premier temps, la littérature révèle une influence significative du sexe et du niveau de scolarité sur le sentiment de dignité. Chochinov et coll. (2002) rapportent que le sentiment de dignité des femmes en fin de vie était davantage affecté que les hommes par un changement dans leur apparence (χ2 = 4.91; p = 0.025), le fait de pouvoir penser clairement (χ 2 = 4.34; p = 0.037), et le fait d’avoir une vie spirituelle significative (χ2=5.788; p = 0.016). Les analyses de la présente étude ne permettent pas de rendre compte avec ce niveau de raffinement de l’influence du sexe sur les énoncés davantage associés au sentiment de dignité.
En ce qui a trait à la scolarité, il aurait été attendu que le niveau de scolarité soit davantage associé à une variation du sentiment de dignité. En effet, Chochinov et coll. (2002) décrivent que le sentiment de dignité des personnes en fin de vie ayant poursuivi des études post-secondaires était influencé par un plus grand nombre d’éléments que dans le cas des personnes ayant faits de moins longues études (t = 2.557, p = 0.011). Plus spécifiquement, leur sentiment de dignité était davantage influencé par leur incapacité d’effectuer les activités de la vie domestique (AVD) (t = 3.15, p = 0.002), par leur
incertitude vis-à-vis leur état de santé (t= 2.40, p= 0.017), par le fait de penser à comment ils vont mourir (t = 2.39, p = 0.018), par le fait de ne pas se sentir estimé (t = 2.36, p = 0.019) et par une difficulté d’accepter leur situation (t = 3.59, p = 0.001), en comparaison aux personnes n’ayant pas dépassé le niveau du secondaire.
En ce qui a trait à l’âge, Chochinov, Hack, Hassard, Kristjanson, McClement et Harlos (2002) avaient déjà soulevé l’effet de protection de l’âge sur le sentiment de dignité, les personnes plus jeunes étant plus sujettes à ressentir une dignité amoindrie. Plus précisément, Chochinov et coll. (2006) soulèvent que le sentiment de dignité de leurs participants plus jeunes, comparativement à leurs participants plus âgés, était davantage affecté par une incapacité à réaliser les AVD (t =2.96, p = 0.003) et les AVQ (t = 3.131, p = 0.002), par le fait de penser à comment ils vont mourir (t = 2.383, p = 0.018), par un souci de préserver leur vie privée(t = 1.834, p = 0.068), et par une difficulté à accepter leur situation (t = 2.137, p = 0.034). Dans la présente étude, si aucune association significative n’a été observée avec le coefficient d’association de Pearson pour le sentiment de dignité en fonction de l’âge des participants, ce n’est pas le cas de la régression linéaire. À cet égard, les résultats sont cohérents avec la littérature sur le sentiment de dignité, indiquant qu’une augmentation du sentiment de dignité survient en parallèle avec un avancement en âge; les individus plus âgés étant ici plus susceptibles de rapporter un sentiment de dignité plus élevé que les individus plus jeunes.
À ce propos, le fait d’avoir recruté des personnes âgées uniquement de 65 ans ou plus a pu impacter sur l’observation d’une association entre l’âge et le sentiment de dignité. En effet, la différence est peut-être plus importante entre les jeunes adultes et les personnes
âgées qu'entre les groupes de personnes âgées (65 à 74 ans) ou très âgées (75 ans et plus). Il pourrait être supposé que l’avancement en âge et dans le processus de vieillissement soit associé à des impacts différents sur le sentiment de dignité des individus; des recherches ultérieures, profitant d’une plus grande taille d’échantillon, pourraient investiguer ce questionnement.
Enfin, une association significative n’a pas été observée entre le statut civil et le sentiment de dignité. Ceci peut être surprenant, compte tenu qu’un soutien social est considéré comme un des trois plus importants facteurs influençant la santé psychologique des personnes âgées de 60 ans et plus (Nour, Hébert, Lavoie, Dallaire, Wallach, Mascovizt, et coll., 2013). Toutefois, le statut civil diffère du concept du soutien social. Le fait d’avoir des relations empreintes de respect et de compréhension, dans lesquelles la personne en fin de vie ne se sent pas un fardeau et qui l’aide à maintenir un sens à la vie sont les principales caractéristiques du type de soutien social qui impacte sur le sentiment de dignité des
personnes en fin de vie (Chochinov et coll., 2006; Chochinov et coll., 2005; Chochinov, 2004). Considérant cela, il serait intéressant d’étudier davantage l’impact de la nature et des effets du soutien social d’une PPAF sur son sentiment de dignité, plutôt que de s’intéresser singulièrement à son statut matrimonial.
Dans un deuxième temps, il importe de mentionner que les participants ont majoritairement obtenus des résultats élevés aux échelles évaluant les différentes facettes de bien-être (bien-être cognitif, affectif et spirituel), ainsi que des résultats indiquant des niveaux d’anxiété et de dépression nul à faible. Ces résultats témoignent que les individus constituant l’échantillon se considèrent bien portants et très satisfaits de leur situation de vie. Ce résultat a un sens considérant d’une part que le sentiment de dignité est influencé par la détresse psychologique (Chochinov, Hack, McClement, Kristjanson, & Harlos, 2002) et d’autre part que les individus de cet échantillon ont essentiellement rapporté un
sentiment de dignité élevé. Plus spécifiquement, les résultats obtenus vis-à-vis l’effet du bien-être spirituel sur le sentiment de dignité ne correspondent pas au lien suggéré dans la littérature. En effet, le bien-être spirituel n’était ici que très faiblement associé au sentiment
résidant aux résidences les Jardins de la Noblesse présentent une toute autre tendance. En effet, les trois participants ayant rapportés une atteinte significative à leur sentiment de dignité font partie de ce sous-groupe. Ils arboraient également des niveaux de bien-être (affectif, cognitif et spirituel) manifestement plus faibles que pour le reste des participants. Ces observations, éprouvées dans des recherches subséquentes, pourraient apporter un éclairage riche sur l’impact du milieu de vie d’une PPAF sur son sentiment de dignité et sur ce qui influence ce dernier.
Bien qu’il semblait perspicace d’anticiper que les personnes âgées vivant une perte d’autonomie se reconnaissent largement dans la réalité des personnes en fin de vie, un sens peut tout de même être dégagé des présents résultats. Lorsqu’elles vivent une perte
d’autonomie, les personnes âgées résidant toujours à domicile peuvent bénéficier d’un sentiment d’autonomie plus important, ce qui est associé à un sentiment de dignité plus élevé (Chochinov, Hack, Hassard, Kristjanson, McClement et Harlos, 2002). D’autre part, il est connu que les personnes âgées vivant en institutions sont plus nombreuses en
proportion à présenter des problèmes sévères de détresse psychologique que celles vivant dans la communauté (Zarit et Zarit, 1998; Jorm, 2000; Roose et Sackeim, 2004; Djernes, 2006). Le milieu de vie s’annonce donc une variable particulièrement intéressante à explorer dans ces effets sur le sentiment de dignité dans le cadre de futures recherches.
Dans un autre ordre d’idées, un résultat de 4 (sur une possibilité de 7) au PRISMA 7 a permis de déterminer la présence d’une perte d’autonomie chez le participant et
constituait un critère d’inclusion à la recherche. Compte tenu du faible impact des variables indépendantes sur le sentiment de dignité des participants dans la présente étude, il pourrait être intéressant d’évaluer si une perte d’autonomie plus importante, telle qu’indiquée par un résultat au-delà de 4 au PRISMA 7, pourrait alors reproduire les résultats obtenus par Chochinov et son équipe chez des PPAF vivant en établissements de soins de longue durée (Chochinov et coll., 2012).
À la lumière de ces résultats, il peut être souligné que pour une tranche de la population québécoise comportant certaines caractéristiques, le sentiment de dignité n’a
pas été atteint comme il l’était supposé dans cette étude. Cette observation soutient un possible effet protecteur de certaines caractéristiques vis-à-vis le sentiment de dignité et les facteurs qui lui sont associé.
La présente étude possède quelques limites méthodologiques. Les deux limites principales constituent la faible taille de mon échantillon ainsi que son homogénéité. Il faut dire que l’effet de la taille de l’échantillon est grand et limite de façon importante la
découverte d’association entre les variables. Le contexte de ce présent mémoire doctoral ne permet pas de trancher à savoir si la force des associations observées entre les variables indépendantes et le sentiment de dignité relèvent réellement de la nature de leurs relations ou si ce n’est que la conséquence fâcheuse d’un échantillon de taille insuffisante. Par le fait même, les résultats n’étant pas statistiquement significatifs, ils ne peuvent être généralisés à l’ensemble de la population en perte d’autonomie fonctionnelle résidant toujours à
domicile.
Par ailleurs, la population utilisée pour les analyses se restreint à des personnes québécoises et francophones. Un effet de génération n’est pas exclu et n’a pas été contrôlé dans la présente étude. Il est en effet probable que certaines caractéristiques appartenant à cet échantillon aient un poids significatif sur différentes facettes de leur expérience, ce qui rendrait la généralisation des résultats peu pertinente aux personnes qui seront âgées dans