Stéphane Migneault C*
W
VALIDATION D’UNE TRADUCTION QUÉBÉCOISE DE L’ÉCHELLE KANSAS DE LA SATISFACTION CONJUGALE
Mémoire présenté
à la Faculté des études supérieures de F Université Laval
pour l’obtention
du grade de maître en psychologie (M.Ps.)
École de psychologie
FACULTÉ DES SCIENCES SOCIALES UNIVERSITÉ LAVAL
FÉVRIER 2002
RÉSUMÉ
La présente recherche étudie les qualités psychométriques d’une version française du Kansas Marital Satisfaction Scale, nommée Échelle Kansas de la Satisfaction Conjugale (EKS). Cette échelle est administrée à 154 étudiants universitaires avec l’Échelle d’Ajustement Dyadique (EAD) et l’Inventaire des Opinions sur la Relation Conjugale-Révisé (IORC-R). Les résultats montrent que l’EKS se trouve fortement corrélé avec LEAD et négativement et modérément avec l’IORC-R et son facteur Le Désaccord Est Destructif. L’EKS a pu aussi départager de manière satisfaisante les sujets qui sont en difficulté ou non selon leur score à l’EAD. De plus, l’EKS possède une excellente cohérence interne et une stabilité temporelle satisfaisante avec un délai de deux semaines. Un problème d’inversions des scores par les participants fait cependant croire en la nécessité de modifier la présentation du questionnaire. L’étude indique que l’EKS permet, une fois les inversions corrigées, d’évaluer de manière fidèle et valide la satisfaction conjugale globale.
ïan-Marie Boisvert, Ph.D. Directeur de recherche ־ ----׳ — "^'־·־ 7 '^
Stéphane Migneault, B.A. Candidat à la maîtrise
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AVANT-PROPOS
J’aimerais remercier les personnes qui ont contribué directement ou indirectement à la réalisation de ce mémoire.
J’aimerais tout d’abord exprimer ma reconnaissance à mon directeur, M. Jean-Marie Boisvert, pour sa disponibilité, son ouverture d’esprit, ses précieux conseils et sa confiance en moi.
J’aimerais dire merci aux deux membres du Service d’aide à la recherche, Marie-Ève Moufette et Geneviève Belleville, pour leur dévouement et leur professionnalisme. Leur aide fut inestimable.
J’aimerais remercier Marie-Claude Blais pour son amitié, sa sincère gentillesse et son support. Grâce à toi, Marie, mon passage au Laboratoire aura été des plus agréables.
Je désire enfin remercier mes parents pour leurs encouragements, leur générosité et leur affection.
Stéphane Migneault Février 2002
TABLE DES MATIÈRES
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RÉSUMÉ ... 2
AVANT-PROPOS ... ... ... 3
TABLE DES MATIÈRES ... 4
LISTE DES TABLEAUX...6
LISTE DES ANNEXES... 6
INTRODUCTION GÉNÉRALE ... 7
TABLE DES MATIÈRES ARTICLE : VALIDATION D’UNE TRADUCTION QUÉBÉCOISE DE L’ÉCHELLE KANSAS DE LA SATISFACTION CONJUGALE 1. Résumé... 12
2. Introduction... 13
2.1 Le Kansas Marital Satisfaction Scale...16
2.2 Qualités psychométriques de l’Échelle Kansas ... 17
3. Méthodologie ... 21
3.1 Participants... 21
3.2 Instruments de mesure ... 21
3.3 Procédure ... 24
4. Résultats... 24
4.1 Distribution des scores... 25
4.2 La cohérence interne ... 26
4.3 La stabilité temporelle (test-retest) ... 26
4.4 Validité convergente ... 27
4.5 Validité concomitante ... 27
5. Discussion... 27
5
5.2 La cohérence interne ... 28
5.3 La stabilité temporelle (test-retest) ... 28
5.4 Validité convergente ... 29
5.5 Validité concomitante ... 29
5.6 Limites de la présente étude... 29
6. Références... 31
7. Note des auteurs... 36
CONCLUSION GÉNÉRALE...42
LISTE DES TABLEAUX
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Tableau 1 : Caractéristiques des participants... . 37
Tableau 2 : Scores moyens et écarts-types des échelles pour les femmes, les hommes et T échantillon total ... 38
Tableau 3 : Consistance interne des différentes mesures... 39
Tableau 4 : Coefficients de stabilité temporelle de l’Échelle Kansas en fonction du sexe et du délai du retest...40
Tableau 5 : Corrélations entre l’Échelle Kansas et les différentes mesures ... 41
LISTE DES ANNEXES Annexe A : Questionnaire sur les renseignements généraux... ... . 53
Annexe B : Items de deux versions du Kansas Marital Satisfaction Scale et items de la traduction française... 55
Annexe C : Échelle Kansas de la Satisfaction Conjugale... 57
Annexe D : Échelle d’Ajustement Dyadique... 59
Annexe E : Inventaire des Opinions sur la Relation Conjugale-Révisé ... 65
Annexe F : Consignes de l’étude aux étudiants...68
Annexe G : Formulaire de consentement... 70
Les difficultés conjugales constituent les problèmes les plus courants pour lesquels les gens cherchent de l’aide psychologique (Veroff, Kulka & Douvan, 1981). De plus, la « détresse conjugale » est reliée à une fréquence élevée de symptômes physiques et psychologiques (Kitson & Morgan, 1990). Ainsi on peut comprendre pourquoi tant de chercheurs s’intéressent aux relations de couple.
Dans les recherches portant sur les relations conjugales, les construits de satisfaction, de bonheur, d’ajustement et de qualité de la relation constituent les variables les plus largement utilisées (Spanier & Lewis, 1980). Divers instruments de mesure sont disponibles afin de mesurer ces construits.
Plusieurs critiques ont été adressées à certains de ces instruments. Le Dyadic Adjustment Scale (Spanier, 1976) et le Marital Adjustment Test (Locke & Wallace, 1959), qui sont probablement les instruments les plus employés dans le domaine, ont été particulièrement critiqués, notamment concernant leur multidimensionnalité, leur longueur, leur combinaison d’items objectifs et subjectifs, les catégories de réponses utilisées, le fait que le pointage diffère d’un item à l’autre et enfin le manque de clarté du concept (adaptation/ajustement) qu’ils tentent de mesurer (Fincham & Bradbury, 1987; Norton, 1987; Roach, Frazier & Bowden, 1981; Sabatelli, 1988; Trost, 1985). Le Kansas Marital Satisfaction Scale (KMS; Schumm, Paff-Burgen, Hatch, Obiorah, Copeland, Meens & Bugaighais, 1986), lequel mesure la satisfaction conjugale globale, ne présente pas cependant les lacunes et inconvénients de ces instruments. Les recherches antérieures, résumées dans Schumm, Bollman et Jurich (2000), indiquent par ailleurs que le Kansas possède une haute fidélité et une excellente validité.
Bien que plusieurs chercheurs considèrent le Kansas comme étant une mesure brève, valide et fidèle de la satisfaction conjugale globale (Burnett, 1987; Sabatelli, 1988; Schumm et al, 1985; Schumm, Nichols, Schectman, & Grigsby, 1983; Schumm et al, 1986; Schumm, Scanlon, Crow, Green & Buckler, 1983; White, Stahmann & Furrow, 1994) et bien qu’il connaisse une popularité croissante, une version validée de cette échelle n’est pas encore disponible pour le milieu francophone.
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L’objectif principal de la présente étude consiste à établir les qualités psychométriques d’une traduction française que nous avons faite du Kansas. Afin d’étudier la validité convergente de l’Échelle Kansas, celle-ci est administrée à 154 étudiants universitaires avec l’Échelle d’Ajustement Dyadique et l’Inventaire des Opinions sur la Relation Conjugale- Révisé. Afin d’étudier sa fidélité, un calcul de consistance interne ainsi qu’un test-retest sont effectués.
Validation de l’Échelle Kansas de la Satisfaction Conjugale
Stéphane Migneault, Jean-Marie Boisvert et Julie Adam Université Laval, Québec, Canada
Résumé
La présente recherche étudie les qualités psychométriques d’une version française du Kansas Marital Satisfaction Scale, nommée Échelle Kansas de la Satisfaction Conjugale (EKS). Cette échelle est administrée à 154 étudiants universitaires avec l’Échelle d’Ajustement Dyadique (EAD) et l’Inventaire des Opinions sur la Relation Conjugale-Révisé (IORC-R). Les résultats montrent que l’EKS se trouve fortement corrélé avec l’EAD et négativement et modérément avec ΓIORC-R et son facteur Le Désaccord Est Destructif. L’EKS a pu aussi départager de manière satisfaisante les sujets qui sont en difficulté ou non selon leur score à l’EAD. De plus, l’EKS possède une excellente cohérence interne et une stabilité temporelle satisfaisante avec un délai de deux semaines. Un problème d’inversions des scores par les participants fait cependant croire en la nécessité de modifier la présentation du questionnaire. L’étude indique que l’EKS permet, une fois les inversions corrigées, d’évaluer de manière fidèle et valide la satisfaction conjugale globale.
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Validation de l’Échelle Kansas de la Satisfaction Conjugale
Dans les recherches portant sur les relations conjugales, les construits de satisfaction, de bonheur, d’ajustement et de qualité de la relation constituent les variables les plus largement employées (Spanier & Lewis, 1980). Afin de mesurer ces construits, divers instruments ont été élaborés. Sabatelli (1988) classe l’ensemble de ces instruments dans deux catégories générales. Il y a, d’une part, les instruments de mesure de la qualité de l’ajustement (« measures of ajustaient quality »), qui combinent l’évaluation de caractéristiques objectives et subjectives de la relation conjugale. Figurent dans cette catégorie le Marital Satisfaction Inventory (MSI; Snyder, 1979), le Marital Adjustment Test (MAT; Locke & Wallace, 1959) et le Dyadic Adjustment Scale (DAS; Spanier, 1976). Il existe ensuite les mesures dites de la qualité de la satisfaction (« measures of satisfaction quality »), qui s’attardent uniquement aux évaluations subjectives de la relation. Le Marital Quality Index (MQI; Norton, 1983) et le Kansas Marital Satisfaction Scale (KMS; Schümm, Paff-Burgen, Hatch, Obiorah, Copeland, Meens & Bugaighais, 1986) en sont des exemples.
Plusieurs critiques ont été formulées à l’égard des mesures de la qualité de l’ajustement. Tout d’abord, ces instruments ne peuvent pas, vu leur multidimensionnalité, évaluer indépendamment les concepts reliés à la qualité de la relation conjugale, puisque leur contenu chevauche le contenu d’autres instruments mesurant des concepts tels que la communication (Fincham & Bradbury, 1987; Norton, 1987; Sabatelli, 1988). L’utilisation de ce type d’instrument peut ainsi occasionner une confusion entre les variables dépendante et indépendante. Ils peuvent néanmoins être tout à fait appropriés dans l’évaluation des couples en vue de planifier une thérapie (Fincham & Bradbury, 1987; Schumm et al., 1986).
Un inconvénient de la plupart de ces instruments au plan pratique a trait à leur longueur. Ceux-ci comportent en effet un nombre plus ou moins important d’items. Par exemple, il y a 15 items dans le Locke-Wallace, 32 dans le Spanier et 280 dans le Snyder. Ceci peut poser problèmes dans les recherches et les enquêtes où il faut limiter le nombre d’items (Fincham & Bradbury, 1987; Schumm, Milliken, Poresky, Bollman & Jurich, 1983; Schumm et al., 1986).
Selon Sabatelli (1988), une lacune majeure des mesures de la qualité de l’ajustement se situe au plan de Γopérationnalisation du concept qu’elles tentent de mesurer. Étant donné que celles-ci combinent l’évaluation de caractéristiques objectives et subjectives de la relation conjugale, il en résulte alors une confusion entre les unités d’analyse (dyade vs individu) et aussi entre les objets d’analyse (caractéristiques objectives de la relation vs impressions subjectives et personnelles de la relation) à l’intérieur d’une même mesure. Il est dès lors difficile, comme le souligne Sabatelli (1988), de savoir ce que le score total de ces instruments représente réellement. Ceci est d’autant plus vrai qu’il est possible que les items présumés objectifs (p. ex.: « Combien de fois vous arrive-t-il de vous disputer vous et votre partenaire? ») soient contaminés par les impressions plus subjectives que la personne a de sa . relation de couple (Roach, Frazier & Bowden, 1981).
D’un point de vue méthodologique, le Locke-Wallace et le Spanier, dont l’utilisation est très répandue, ont spécifiquement reçu diverses critiques. L’une d’elles concerne le fait que ces deux échelles comprennent des items qui diffèrent au plan des catégories de réponses et du pointage qui leur est accordé (Roach et al., 1981; Sabatelli, 1988). Le Locke-Wallace par exemple comporte des items qui sont associés à des échelles de type Likert dont l’étendue peut varier entre 2 et 7 points; de plus, le pointage qui est accordé aux items peut varier de 0 à 5 points pour certains et de 0 à 35 pour d’autres.. Ceci a pour conséquence que certains items, peut-être d’importance secondaire pour une « bonne » relation (par exemple, le degré d’accord concernant les questions religieuses), contribuent de manière inégale au score total d’ajustement conjugal (Norton, 1983; Sabatelli, 1988). Le Spanier, en plus de présenter ces lacunes, compte quatre sous-échelles de longueurs différentes (entre 4 et 13 items). Il en résulte alors que chaque sous-échelle n’a pas la possibilté d’être reflétée également dans le score total d’ajustement (Sabatelli, 1988). Comme le souligne Norton (1983), l’aspect de l’expression de l’affection et de la sexualité par exemple est faiblement représentée (par la sous-échelle Expression affective), alors qu’il s’agit d’Une dimension importante à l’intérieur des relations de couple. Une conséquence directe de cette inégalité des sous-échelles est qu’une personne peut être mal classifiée par le score au Spanier (Norton, 1983). Par exemple,
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si une personne a des problèmes dans sa relation de couple à cause de certaines difficultés sexuelles, le score au Spanier décèlera difficilement le problème, étant donné que la sous- échelle Expression affective est faiblement représentée dans le score total de Γ échelle.
Toujours concernant ces deux instruments, le concept d’ajustement/adaptation, qu’ils tentent de mesurer, se trouve aussi critiqué. Dans la littérature, ce concept fait généralement référence aux processus qui sont présumés nécessaires à l’atteinte d’une relation conjugale harmonieuse et fonctionnelle (Sabatelli, 1988). Dans le MAT (Locke & Wallace, 1959), il réfère au « processus d’adaptation d’un époux et d’une épouse de telle manière qu’ils évitent ou résolvent des conflits suffisamment pour être satisfaits de leur mariage et l’un de l’autre, qu’ils développent des intérêts et des activités communs et qu’ils considèrent que leur mariage répond à leurs attentes »(Locke, 1951, p. 45, traduction libre).1 Dans le DAS (Spanier, 1976), l’ajustement dyadique se définit comme étant « un processus dont le résultat est déterminé par le degré de différences non assumées dans le couple, de tensions intra et interpersonnelles, de satisfaction conjugale, de cohésion et de consensus sur des aspects jugés importants par l’un et/ou l’autre partenaire(s) » (Spanier & Cole, 1976, p. 128, traduction libre).2 Selon Lively (1969), un tel concept doit être abandonné entre autres parce qu’il comporte une dimension statique, non dynamique et s’avère ainsi incompatible avec la nature interactionnelle des relations conjugales. Trost (1985) propose aussi que ce concept soit abandonné, notamment parce qu’il n’est pas clairement défini et qu’un concept non défini ne peut pas être mesuré de manière valide.
Les instruments de la deuxième catégorie identifiée par Sabatelli (1988), à savoir les mesures de la qualité de la satisfaction, ne présentent pas quant à elles la plupart des inconvénients associés aux instruments de la qualité de l’ajustement et peuvent ainsi constituer
1 La définition en anglais de l’ajustement est la suivante « a process of adaptation of the husband and the wife in such a way as to avoid or resolve conflicts sufficiently so that the mates feel satisfied with the marriage and each other, develop common interests and activities, and feel that the marriage is fulfilling their expectations ».
2 La définition originale anglaise est la suivante « a process, the outcome of which is determined by the degree of: 1) troublesome dyadic differences; 2) interpersonal tensions and personal anxiety; 3) dyadic satisfaction; 4) dyadic cohesion; 5) consensus on matters of importance to dyadic functioning ».
une alternative à ces derniers. Le Kansas Marital Satisfaction Scale (KMS; Schumm et al., 1986) notamment se montre particulièrement intéressant.
Le Kansas Marital Satisfaction Scale
Cette échelle évalue une dimension de la qualité de la relation conjugale, à savoir la satisfaction conjugale globale, à partir de trois items qui dérivent conceptuellement des travaux théoriques de Spanier et Cole (1976) portant sur les composantes de l’ajustement. Selon ces chercheurs, les satisfactions par rapport au mariage, à l’époux/épouse et à la relation conjugale constituent des concepts assez distincts. Les items dans les versions anglaises se présentent généralement comme suit: « How satisfied are you with (a) your marriage?; (b) your husband (wife) as a spouse?; (c) your relationship with your husband (wife)? ». Pour chacun des trois items, le répondant encercle le chiffre correspondant à son niveau de satisfaction sur une échelle de 1 (extrêmement insatisfait) à 7 (extrêmement satisfait). L’addition des trois scores donne un score global pouvant varier entre trois et 21.
Un telle échelle présente de nombreux avantages. Au point de vue pratique, elle apparaît brève et facile à coter. Au plan conceptuel, elle possède comme avantage de se limiter à une évaluation subjective et globale de la relation conjugale (Fincham & Bradbury,
1987) . Elle fournit en effet une « évaluation simple et non confuse de la manière dont les époux/épouses se sentent par rapport à leur relation » (Bradbury, 1995, p. 462, traduction libre). Cet instrument ne comporte donc pas de confusion entre la description et l’évaluation de la relation (Fincham & Bradbury, 1987) et ne contient par ailleurs qu’une seule unité d’analyse (c.-à-d. l’individu) (Sabatelli, 1988). Ainsi, le fait de se concentrer sur la relation comme un tout donne au Kansas un appui considérable à sa validité (Sabatelli, 1988). Par ailleurs, conceptualiser la qualité de la relation en termes d’évaluation globale permet (1) de simplifier la tâche d’interprétation des réponses, à savoir, en termes d’attitudes, et (2) de faciliter les recherches sur les corrélais de la qualité de la relation conjugale (réseau nomologique), corrélats à partir desquels il devient possible de spécifier davantage la « signification » qui sera accordée au construit de la satisfaction conjugale (Fincham & Bradbury, 1987).
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Qualités psychométriques dé l’Échelle Kansas
La validité convergente du Kansas se trouve appuyée par le fait qu’il est hautement corrélé avec différentes mesures de la qualité de la relation conjugale. Il est en effet fortement corrélé avec des mesures de l’ajustement conjugal, telles que le Marital Adjustment Test de Locke-Wallace (r de ,75 à ,84) (Kamey, Bradbury, Finchara & Sullivan, 1994; White, Stahmann & Furrow, 1994) et le Dyadic Adjustment Scale de Spanier (r de ,69 à ,87) (Hunsley, Pinsent, Lefebvre, James-Tanner, & Vito, 1995; Kurdek, 1992; Schumm et al., 1985; Schumm et al., 1986; Shek, 1994, 1998). De plus, il se trouve hautement corrélé avec la sous-échelle Satisfaction du Spanier (Grover, Paff-Burgen, Russell & Schumm, 1984; Hunsley et al., 1995; Kurdek, 1992; Schumm et al., 1986; Shek, 1994, 1998). Par ailleurs, le Kansas apparaît considérablement corrélé avec le Quality Marriage Index (QMI; Norton, 1983) (r = ,89 à ,94) (Calaban, 1997; Kamey et al., 1994; Schumm et al. 1986) et avec le Marital Satisfaction Questionnaire de Lazaras (1989) (r = ,80, p < ,001) (Herman, 1991), lesquels mesurent la satisfaction conjugale. Enfin, le Kansas apparaît être modérément et négativement en corrélation (r = -,50, g < ,001) avec le Marital Status Inventory (MSI; Weiss & Cerreto, 1980) (une mesure de la possibilité d’une séparation ou d’un divorce) et ce, même en contrôlant la désirabilité sociale (Jeong, Bollman & Schumm, 1992).
La validité convergente du Kansas est aussi appuyée par le fait qu’il se trouve corrélé avec des instruments mesurant des construits différents de la qualité de la relation, mais qui devraient théoriquement y être reliés. Dans l’étude de Green, Woody, Maxwell, Mercer et Williams (1998), le Kansas s’est trouvé être modérément en corrélation avec les scores de deux échelles qui mesurent le bien-être général à l’intérieur de la famille. Dans l’étude de Mitchell, Newell et Schumm (1983), le Kansas corrélait modérément avec les sous-échelles de la cohésion (r = ,42, g < ,0001) et de l’orientation morale/religieuse (r = ,31, g < ,001) et faiblement avec la sous-échelle de l’indépendance (r = ,19, g < ,04) du Family Environment Scale de Kinter, Boss et Johnson (1981). Anderson, Russell et Schumm (1983) ont observé quant à eux que la relation entre la satisfaction conjugale mesurée par le Kansas et le cycle de vie de la famille était mieux prédite par un modèle curvilinéaire (en forme de U).
Il ressort cependant des études portant sur la validité du Kansas que celui-ci est corrélé avec la désirabilité sociale dite conjugale (r de ,41 à ,60) (Schumm, Bollman et Jurich, 1981; Schumm, Nichols, Schectman & Grigsby, 1983; Schumm et al., 1986; Schumm, Scanlon, Crow, Green & Buckler, 1983) et parfois avec la désirabilité sociale dite individuelle (r de ,05 à ,39) (Mitchell et al., 1983; Schumm, Nichols et al., 1983; Schumm, Scanlon et al., 1983). Par contre, Russell et Wells (1992) ont trouvé quant à eux que la satisfaction conjugale constitue une dimension distincte de la désirabilité sociale, telle que mesurée par le Lie Scale du Eysenck Personality Questionnaire. Pour expliquer les corrélations élevées qui furent rapportées dans la littérature entre la désirabilité sociale conjugale et les différentes mesures de la qualité de la relation conjugale, ces chercheurs ont soulevé la possibilité que le Marital Conventionalization Scale (Edmonds, 1967), qui servit à estimer la désirabilité sociale conjugale, ne constituait pas une échelle de désirabilité sociale, mais plutôt une mauvaise échelle de la qualité de la relation conjugale, et ce, malgré sa validité de contenu. La contamination possible du Kansas par la désirabilité sociale conjugale aurait donc été surestimée.
Quelques études rapportent des informations concernant la validité factorielle du Kansas. Dans l’étude de Rho et Schumm (1989), le Kansas présentait un facteur distinct des items portant sur la satisfaction personnelle et sur la satisfaction parentale. Dans celle de White et al. (1994), l’analyse factorielle a produit un seul facteur pour le Kansas. Enfin, dans l’étude de Canfield, Schumm, Swihart et Eggerichs (1990), l’analyse a produit pour le Kansas un facteur distinct de la satisfaction face à la famille d’origine et de la satisfaction parentale/familiale.
Plusieurs recherches indiquent que le Kansas présente une bonne validité concomitante. Dans l’étude de Schumm et al. (1985), le Kansas s’est avéré capable de discriminer les femmes dont le mariage était intact de celles qui s’étaient récemment séparées de leur conjoint. Dans l’étude de Moxley, Eggeman et Schumm (1987), le Kansas a été utilisé pour évaluer un programme de prévention du divorce; tel qu’attendu, les participants ayant complété le programme ont rapporté une satisfaction conjugale plus grande que ceux ne
l’ayant pas complété; de plus, les scores moyens au Kansas rapportés (rétrospectivement) par les hommes (7,96) et les femmes (6,67) entrant dans le programme étaient considérablement plus bas que les scores moyens typiques au Kansas (environ 18). Enfin, dans l’étude de Herman (1991), les époux et les épouses d’une population normale présentaient un score moyen (18,18, ÉT = 3,78) plus élevé que celui d’une population clinique (c.-à-d. consultant en thérapie conjugale) (11,59, ÉT = 4,74), bien qu’un test t formel ne fut pas rapporté.
Le Kansas a démontré dans les recherches une cohérence interne élevée, les coefficients alpha de Cronbach (1951) obtenus variant de ,84 à ,99 (Calaban, 1997; Green et al., 1998; Grover et al., 1984; Jeong et al., 1992; Kurdek, 1992, 1994; Mitchell et al.,1983; Rho & Schumm, 1989; Schumm et al., 1985; Schumm, Nichols et al., 1983; Schumm et al., 1986; Schumm, Scanlon et al., 1983; Shek, 1998; White et al., 1994). Ces coefficients apparaissent supérieurs au ,70 suggéré par Nunnally (1978) comme indiquant une cohérence adéquate. Il est à noter que cette forte cohérence interne pour le Kansas ne constituerait pas un artefact dû aux items qui correspondraient à une même question posée trois fois différemment. Les recherches ont en effet généralement observé des différences dans les moyennes des items, ce qui suggère que les répondants interprètent les items différemment (Schumm et al., 1985; Schumm et al., 1986; Schumm, Milliken et al., 1983; Schumm, Scanlon et al., 1983, White et al., 1994). Le Kansas a aussi démontré une bonne stabilité temporelle après 10 semaines (r = ,71, p < ,001) (Mitchell et al., 1983) et après un an (époux, r = ,69, p < ,001; épouses, r = ,72, p
< ,001) (Shek, 1998).
Des études ont observé cependant une non-normalité dans la distribution des scores (Grover et al., 1984; Mitchell et al., 1983; Schumm et al., 1981; Schumm, Milliken et al. 1983; Schumm, Nichols et al., 1983; Schumm, Scanlon et al., 1983; White et al., 1994). En effet, la distribution des réponses est négativement asymétrique (la majorité des sujets sont satisfaits plutôt qu’insatisfaits) et habituellement leptokurtique (distribution plus élancée que la distribution normale). Cependant, tel que le suggèrent certains chercheurs, ce problème apparaît aussi avec des échelles mesurant l’ajustement conjugal (Schumm, Nichols et al.,
l’hypothèse que celle-ci peut refléter le fait que les partenaires malheureux quittent leur relation de couple, créant ainsi une distribution asymétrique des scores de la satisfaction conjugale pour les couples restants. L’asymétrie refléterait ainsi la distribution réelle des scores de la satisfaction conjugale dans la population et ne diminuerait pas la validité de l’échelle (Norton, 1983). Selon Norton (1983), les chercheurs ne devraient pas cesser d’étudier le phénomène de la satisfaction conjugale malgré ce problème d’asymétrie.
En bref, les recherches indiquent que le Kansas Marital Satisfaction Scale présente de bonnes qualités psychométriques. Plusieurs chercheurs le considèrent d’ailleurs comme étant une mesure brève, valide et Adèle de la satisfaction conjugale globale (Bumett, 1987; Sabatelli, 1988; Schumm et al. 1985; Schumm, Nichols et al., 1983; Schumm et al, 1986; Schumm, Scanlon et al., 1983; White et al., 1994). Malgré cet appui de la part des chercheurs, une version validée de cette échelle n’est malheureusement pas disponible pour le milieu francophone.
Le principal objectif de la présente étude consiste à évaluer les validités convergente et concomitante, la cohérence interne ainsi que la stabilité temporelle d’une traduction française que nous avons faite du Kansas Marital Satisfaction Scale.
Les hypothèses de recherche sont les suivantes:
1- La distribution des scores au Kansas présentera une asymétrie négative et sera leptokurtique.
2- Le Kansas démontrera une cohérence interne élevée.
3- Le Kansas présentera une bonne stabilité temporelle après deux et trois semaines. 4- Le Kansas sera positivement et fortement corrélé avec l’Échelle d’Ajustement Dyàdique (EAD; conçu par Spanier, 1976; traduite et adaptée au contexte québécois par Baillargeon, Dubois & Marineau, 1986).
5- Le Kansas sera négativement et modérément corrélé avec l’Inventaire des Opinions sur la Relation Conjugale-Révisé (IORC-R) et avec son facteur Le Désaccord Est Destructif
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(conçu par Eidelson & Epstein, 1982; traduit et adapté par Boisvert, Tardif, Tremblay & Freeston, 1992; révisé par Boisvert, Beaudry, Ladouceur & Freeston, 1997).
6- Le Kansas classifiera de manière satisfaisante les répondants qui sont ou non dans un couple en difficulté selon leur score à l’EAD.
Méthodologie Participants
L’échantillon initial se compose de 156 participants. De cet échantillon, deux participants sont retirés; l’un pour données aberrantes et l’autre parce qu’il ne répond pas aux critères pour participer à l’étude. Ceci laisse donc un échantillon final de 154 participants. Ceux-ci sont âgés entre 19 et 50 ans (M = 26,3, ET = 7,3) et participent sur une base volontaire à cette étude. Les participants sont recrutés dans différents cours donnés à l’Université Laval. Cent quarante et un participants (91,6%) sont des étudiants non gradués et 13 (8,4%) sont des étudiants gradués. Pour participer à cette étude, les sujets doivent être en relation de couple (hétérosexuelle ou homosexuelle) et cohabiter avec leur partenaire depuis au moins six mois. Les caractéristiques des participants sont présentées dans le tableau 1.
Insérer tableau 1
Tous les participants sont dans une relation de couple hétérosexuelle. Dix-neuf pour cent des participants ont des revenus inférieurs à 5 000$, 53% ont des revenus entre 5 000$ et 15 000$, et 27% ont des revenus supérieurs à 15 000$. Des 154 participants de !’échantillon final, 135 (101 femmes et 34 hommes) ont répondu au retest, ce qui correspond à 87,7% de !’échantillon.
Les participants ont à remplir cinq questionnaires3. Le questionnaire sur les renseignements généraux (annexe A) permet de recueillir des informations concernant le sexe, l’âge, la scolarité, le revenu, l’état civil, la durée de la relation, la durée de la cohabitation et le type de relation de couple (hétérosexuelle ou homosexuelle).
Avec l’aide d’une traductrice et réviseure linguistique, nous avons traduit le Kansas en nous inspirant de la version qu’on retrouve dans l’étude de Kurdek (1994), notamment pour la traduction du premier et du second item (annexe B). Ainsi, notre version peut s’utiliser avec des couples mariés, mais aussi avec différents types de couples (unions de fait, homosexuels, etc.) (annexe C). Nous avons conservé le format de réponse de la version originale (Schumm et al., 1986), à savoir une échelle de type Likert en sept points (1 = extrêmement insatisfait, 7 = extrêmement satisfait) plutôt que le format de réponse retrouvé dans l’étude de Kurdek (1994) (1 = not at all true, 9 = extremely true).
L’Échelle d’Ajustement Dyadique (BAD) (annexe D), construite par Spanier (1976) et traduite par Baillargeon et al. (1986), constitue une mesure auto-évaluative de l’ajustement conjugal. À partir de 32 items, BEAD évalue quatre aspects de la vie de couple : le consensus (13 items), la satisfaction (10 items), la cohésion (5 items) et l’expression affective (4 items). Les formats de réponse pour les items diffèrent : deux items sont évalués sur une échelle dichotomique (oui-non) alors que les autres le sont sur des échelles de type Likert dont l’étendue varie entre cinq et sept points. Le score global, qui varie entre 0 et 151, s’obtient en faisant la somme des scores aux quatre sous-échelles; on considère habituellement qu’un couple est en difficulté lorsqu’au moins un des partenaires a un score global inférieur à cent (Burger & Jacobson, 1979; Filsinger, 1983). L’EAD s’est montré capable de discriminer les couples en difficulté de ceux non en difficulté (Crane, Allgood, Larson & Griffin, 1990; Eddy, Heyman & Weiss, 1991). Cet instrument possède une validité et une fidélité satisfaisantes tant dans sa version anglaise (Spanier, 1976; Spanier & Thompson, 1982) que française (Baillargeon et al., 1986; Sabourin, Lussier, Laplante & Wright, 1990). Certains chercheurs
3 Les participants ont rempli dans cette étude cinq questionnaires dont une version abrégée du Marital Conventionalization Scale (Edmonds, 1967; Anderson et al, 1983) que nous avons traduite en français. En cours
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affirment cependant que l’EAD devrait être utilisée seulement en tant qu’instrument de mesure général de l’ajustement et que ses sous-échelles, quant à elles, ne devraient pas être utilisées individuellement (Kazdak, Jarmas & Snitzer, 1988; Spanier, 1988; Spanier & Thompson, 1982; Thompson, 1988). Dans la présente étude, l’indice de cohérence interne de l’EAD se situe à,93.
L’Inventaire des Opinions sur la Relation Conjugale-Révisé (IORC-R) (annexe E), conçu par Eidelson et Epstein (1982), traduit et adapté par Boisvert et al. (1992) et révisé par Boisvert et al. (1997) permet d’évaluer six croyances dysfonctionnelles portant sur la vie de couple. Celles-ci sont: Le Désaccord Est Destructif (items 2, 5, 6, 10, 11 et 16), Les Hommes Et Les Femmes Ne Peuvent Se Comprendre (items 4, 8, 15, 19 et 22), Les Conjoints Ne Peuvent Changer Sur Le Plan Émotif (items 7, 9 et 14), Les Conjoints Ne Peuvent Changer Sur Le Plan Comportemental (items 3, 13, 18 et 20), Il Est Normal De Lire Dans La Pensée De L’autre (items 12 et 17) et II Faut Être Un Partenaire Sexuel Parfait (items 1 et 21). Le répondant indique sur une échelle en 6 points à quel degré l’énoncé est pour lui vrai ou faux (6 = Je crois fermement que cet énoncé est vrai; 1 = Je crois fermement que cet énoncé est faux). Cinq des 22 items ont des scores inversés. Le score total s’obtient en faisant la somme des six sous-échelles. Le score total à l’IORC-R varie entre 22 et 132 points. Plus il est élevé, plus il indique une tendance globale à adopter des croyances irrationnelles concernant la relation de couple.
L’IORC-R présente des qualités psychométriques satisfaisantes (Boisvert et al., 1997). Parmi les six facteurs de l’IORC-R, le facteur Le Désaccord Est Destructif se révèle être le plus solide. La cohérence interne s’établit à ,74 pour l’IORC-R et à ,77 et pour le facteur Le Désaccord Est Destructif. Dans la présente étude, la cohérence interne se situe respectivement à ,81 et à ,80.
Dans la littérature, l’IORC et son facteur Le Désaccord Est Destructif s’avèrent être corrélés négativement et modérément avec des instruments mesurant la satisfaction conjugale
d’expérimentation, des informations mettant en doute la validité de cette échelle nous ont poussé à ne pas utiliser les données recueillies à partir de celle-ci.
ou l’ajustement conjugal (Bradbury & Finchara, 1993; Eidelson & Epstein, 1982; Emmelkamp, Krol, Sanderman & Rüphan, 1986; Epstein & Eidelson, 1981; Eptsein, Prezter & Fleming, 1987; Jones & Stanton, 1988; Möller & Van Zyl, 1991). De manière générale, les chercheurs reconnaissent, comme le soulignent Epstein et al. (1987), qu’une diminution de la satisfaction conjugale tend à provenir de croyances et de standards irrationnelles. La validité convergente de l’EKS sera appuyée si celui-ci est négativement et modérément corrélé avec l’IORC-R et avec son facteur Le Désaccord Est Destructif.
Procédure
Des professeurs de différentes facultés à l’Université Laval sont contactés afin d’obtenir leur permission d’aller dans leurs classes pour solliciter la participation de leurs étudiants à cette étude. Suivant l’accord du professeur, 1 ’expérimentateur se présente dans la classe de ce dernier et donne les consignes de la recherche aux étudiants (annexe F). Par la suite, !’expérimentateur distribue à ceux qui acceptent de participer à l’étude le formulaire de consentement (annexe G) et les cinq questionnaires. La passation nécessite environ 20 minutes. Lorsque les participants ont terminé de remplir les questionnaires, ils les remettent à !’expérimentateur.
L’ expérimentateur retourne dans les classes visitées deux ou trois semaines plus tard, selon les circonstances (examen, stage, etc.), pour leur faire passer à nouveau un seul des questionnaires (retest de l’EKS).
Résultats4
4 Vingt-cinq participants (16%) ont inversé leurs scores aux items de l’EKS. Un participant pouvait par exemple encercler 2, correspondant à très insatisfait, au lieu de 6, correspondant à très satisfait. Pour déceler les inversions commises par ces participants, nous nous sommes basés sur leur score à la question 31 de l’EAD, laquelle évalue le bonheur conjugal. Il serait en effet très peu probable de coter bas à l’EKS et de coter élevé à la question 31 de l’EAD. Dans le but de conserver ces sujets et de ne pas fausser les résultats des analyses statistiques effectuées, nous avons corrigé les inversions chez les participants qui cotaient soit assez insatisfait. très insatisfait ou extrêmement insatisfait aux trois items de l’EKS et qui cotaient aussi soit très heureux, extrêmement heureux ou bien parfaitement heureux à la question 31 de l’EAD.
Deux hypothèses peuvent expliquer ces inversions. La première est que ces participants lisaient rapidement les premiers choix de réponses, de sorte qu’ils pouvaient lire, par exemple, « extrêmement satisfait » au lieu de « extrêmement insatisfait ». La seconde hypothèse est que ces participants ne lisaient pas les choix de réponses et indiquaient sur l’échelle leur degré de satisfaction, 1 étant pour eux le plus haut degré de satisfaction
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Le tableau 2 présente les moyennes et les écarts-types aux différentes échelles. Afin de vérifier s’il y a des différences significatives entre les hommes et les femmes dans les scores obtenus aux différentes mesures, un test de Wilcoxon-Mann-Whitney est appliqué. Ce test est une alternative au test t de Student lorsqu’un test non paramétrique est requis (Siegel & Castellan, 1988). Les tests effectués ne révèlent aucune différence significative.
Insérer tableau 2
Le score moyen des femmes et celui des hommes à l’EKS sont comparables à ceux obtenus dans une vaste recherche américaine (femmes = 17,97, ÉT = 3,00; hommes = 18,30, ÉT = 2,85) auprès d’échantillons non cliniques (cf. Schumm, Bollman & Jurich, 2000), quoique dans la présente étude, les femmes ont un score moyen plus élevé (mais non significativement) que celui des hommes. À l’EAD, les scores moyens sont comparables à ceux rapportés dans l’étude de Baillargeon et al. (1986) menée auprès d’un échantillon francophone non clinique (femmes = 113,40, ÉT = 14,79; hommes = 113,97, É.T. = 15,07; échantillon total = 113,7, ÉT = 14,9). Concernant les scores moyens de !’échantillon total au IORC-R et au facteur DD, ceux-ci se trouvent similaires à ceux obtenus dans l’étude de Boisvert et al. (1997) (IORC-R = 39,72, ÉT - 12,61 ; Facteur DD = 11,21, ÉT = 5,51) auprès d’un échantillon non clinique5.
Distribution des scores
Les coefficients d’asymétrie (-1,788) et de kurtose (4,333) indiquent que la distribution des scores à l’EKS s’éloigne de la normalité. Ceci signifie que la distribution est asymétrique
et 7, le plus bas. Il est à noter que ce phénomène d’inversion n’est pas rapporté dans la littérature portant sur le Kansas Marital Satisfaction Scale. Quoi qu’il en soit, nous suggérons pour une version française du Kansas de changer la disposition des questions et des choix de réponses et d’ajouter une consigne afin d’éviter des inversions (voir annexe H).
5 Comme le format de réponse de Γ IORC-R dans la présente étude est gradué de 1 à 6 et que celui dans l’étude de Boisvert et al. (1997) est gradué de 0 à 5, il faut soustraire respectivement 22 et 6 points au score total de l’IORC-R et au score du facteur Le Désaccord Est Destructif de la présente étude afin de pouvoir comparer les résultats des deux études.
à droite, à savoir dans le sens d’une plus grande satisfaction, et qu’elle est plus élancée qu’une distribution normale.
La cohérence interne
La cohérence interne des échelles est étudiée à l’aide du coefficient alpha de Cronbach (1951). L’ensemble de ces coefficients se retrouvent dans le tableau 3. Concernant l’EKS, son coefficient alpha dépasse le ,70 recommandé par Nunnally (1978) comme critère de fidélité. Comme cela peut être observé dans le tableau 3, la cohérence interne de l’EKS ne diffère pas de manière appréciable chez les femmes et chez les hommes. Au plan de !’échantillon total, l’EKS démontre une cohérence interne semblable au retest après deux semaines (a - ,97, N = 105), mais significativement plus faible (z_= 2,51, p < ,01, bilatéral)6 après trois semaines (a = ,89, N = 30).
Insérer tableau 3
La stabilité temporelle (test-retest)
La stabilité temporelle pour les deux tests-retests est étudiée par une corrélation par rangs de Spearman et les coefficients de corrélation obtenus sont comparés à l’aide de la formule de Fisher (Howell, 1997). Le tableau 4 présente les différents résultats concernant la stabilité temporelle de l’EKS en fonction du sexe et du délai pour le retest. En considérant !’échantillon total, les résultats indiquent une bonne stabilité temporelle pour l’EKS dans un délai de deux semaines. Par contre, dans un délai de trois semaines, la stabilité est significativement moins élevée (z = 2,50, p < ,05, bilatéral). En comparant les hommes et les femmes, il ressort que la stabilité temporelle de l’EKS dans un délai de deux semaines est significativement supérieure chez les femmes (z = 3,09, p < ,01, bilatéral).
Insérer tableau 4
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Validité convergente
Afin d’étudier la validité convergente de TEKS, des corrélations par rangs de Spearman sont aussi effectuées entre l’EKS et deux mesures, à savoir l’EAD et l’IORC-R (et son facteur Le Désaccord Est Destructif). Ces corrélations figurent dans le tableau 5. Les analyses statistiques indiquent que l’EKS présente une forte corrélation avec l’EAD. Il ressort aussi une relation négative et modérée entre l’EKS et l’IORC-R de même qu’entre l’EKS et le facteur Le Désaccord Est Destructif de l’IORC-R.
Insérer tableau 5
Validité concomitante
La capacité de l’EKS à discriminer les participants étant dans une relation de couple en difficulté de ceux étant dans une relation non en difficulté est évaluée en observant le pourcentage de participants qui se retrouvent classifés correctement par l’EKS dans les catégories (en difficulté et non en difficulté) départagées par l’EAD. Les participants ayant un score inférieur à 100 à l’EAD sont classés comme étant dans un couple en difficulté et ceux ayant un score de 100 ou plus, dans un couple non en difficulté. De la même manière, ceux ayant un score inférieur à 16 à l’EKS sont considérés comme étant dans une relation en difficulté; ceux ayant un score de 16 et plus, dans une relation non en difficulté7. Ainsi, en fixant le score de coupure à 16 pour l’EKS, il ressort que celui-ci est capable de classifier correctement 89,7 % des individus dans les deux catégories établies à partir de l’EAD.
Discussion Distribution des scores
Tel que postulé, la distribution des scores s’éloigne de la normalité: elle apparaît être négativement asymétrique de même que leptokurtique. Plusieurs recherches ont aussi observé
une telle asymétrie et parfois ce type d’aplatissement dans la distribution des scores (Grover et al., 1984; Mitchell et al., 1983; Schümm, Milliken et al., 1983; Schumm, Nichols et al., 1983; Schumm, Scanlon et al., 1983; White et al., 1994).
La cohérence interne
En accord avec la seconde hypothèse, les résultats montrent que TEKS présente une excellente consistance interne. Le coefficient alpha obtenu pour l’EKS auprès des deux sexes est comparable aux coefficients rapportés par les études antérieures qui ont majoritairement obtenu des coefficients alpha supérieurs à ,80.
La stabilité temporelle (test-retest)
Au plan de Γéchantillon total, les résultats indiquent, tel qu’attendu, une bonne stabilité temporelle dans un délai de deux semaines. Shek (1998) a obtenu une corrélation de r = ,69, p < ,001 pour des époux et de ,72, p < ,001 pour des épouses dans un délai d’un an. Mitchell et al. (1983) ont obtenu une corrélation de r = ,71, p < ,001 après dix semaines.
Contrairement à ce qui était anticipé, une stabilité temporelle moyenne pour l’EKS apparaît dans un délai de trois semaines. Ce plus faible coefficient de corrélation obtenu pourrait s’expliquer par le fait que la variance des scores au test et au retest de !’échantillon ayant eu le retest après trois semaines est inférieure à la variance des scores de !’échantillon ayant eu le retest après deux semaines. Un faible nombre de participants associé au fait que la distribution des scores est fortement asymétrique et élancée peut contribuer à produire une faible variance chez !’échantillon ayant eu le retest après trois semaines.
Dans un délai de deux semaines, il ressort que la stabilité temporelle de l’EKS est significativement supérieure chez les femmes. Encore ici, une variance plus faible des scores chez les hommes que chez les femmes pourraient expliquer en bonne partie leur plus faible coefficient de corrélation.
7 Dans l’étude de White et al. (1994), un score de coupure de 16 a été identifié pour l’Échelle Kansas à partir d’une analyse de régression et du score de coupure de 100 au Marital Adjustment Test (M. B. White, communication personnelle, 28 mars, 2001).
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Validité convergente
En accord avec l’hypothèse 4, l’EKS est fortement corrélé avec l’EAD et ce, autant chez les femmes que chez les hommes. Un tel résultat va dans le même sens que les recherches antérieures menées avec les versions anglaises de ces instruments. Étant donné que l’EAD et l’EKS comptent parmi les instruments qui évaluent la qualité de la relation conjugale (White et al., 1994), une forte relation entre eux s’avérait prévisible.
Tel qu’attendu, l’EKS se trouve corrélé négativement et de manière modérée avec l’IORC-R et son premier facteur Le Désaccord Est Destructif. Ces données appuient ainsi la validité convergente de l’EKS et vont dans le même sens que les recherches américaines qui ont observé une relation semblable entre l’IORC (et son facteur Le Désaccord Est Destructif) et des instruments évaluant comme l’EKS la qualité de la relation conjugale (Bradbury & Finchara, 1993; Eidelson & Epstein, 1982; Emmelkamp et al., 1986; Epstein & Eidelson,
1981; Eptsein et al., 1987; Jones & Stanton, 1988; Möller & Van Zyl, 1991).
Validité concomitante
Comme il a été anticipé, l’EKS a été capable de classifier de manière satisfaisante les répondants comme étant dans une relation en difficulté ou non selon leur score à l’EAD (89,7%). Ce résultat corrobore l’étude de White et al. (1994) où 86,1% des participants avaient été correctement classifiés selon leur score au Marital Adjustment Test (MAT; Locke & Wallace, 1959).
T ,imites de la présente étude
Une limite importante de la présente étude est qu’elle est basée sur un échantillon d’étudiants universitaires. Il faut ainsi être prudent avant de généraliser les résultats. Des études ultérieures devraient par conséquent être reproduites avec un échantillon représentatif de la population québécoise. Néanmoins, étant donné que les résultats de cette étude corroborent dans l’ensemble ceux obtenus par les recherches menées avec la version anglaise de l’Échelle Kansas, et que cette dernière s’est avérée valide auprès d’échantillons de
différents niveaux socio-économiques et de différents âges, il est tout de même possible d’envisager avec une certaine confiance la généralisation des résultats de la présente étude.
Il serait pertinent d’inclure dans les futures recherches un échantillon de sujets cliniques (p. ex.: couples entrant en thérapie conjugale), ceci afin d’étudier la validité de l’EKS auprès d’un tel échantillon comme l’ont suggéré Schumm et al. (2000) et aussi afin de vérifier si les sujets cliniques ont une moyenne significativement plus basse à l’EKS que les sujets non cliniques (validité concomitante).
Une autre limite de cette recherche concerne la taille de !’échantillon et le nombre de participants masculins. Un échantillon plus grand comportant des hommes et des femmes en proportion égale pourrait augmenter la puissance des analyses statistiques pratiquées.
Enfin, cette étude n’explore pas la validité discriminante de l’EKS. Pour avoir une validité de construit qui soit complète, un instrument doit démontrer à fois une validité convergente et une validité discriminante (Campbell & Fiske, 1959). Les prochaines études pourraient par conséquent inclure des mesures qui ne devraient pas être reliées théoriquement à la satisfaction conjugale.
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Note des auteurs
Stéphane Migneault, École de psychologie; Jean-Marie Boisvert, École de psychologie; Julie Adam, Québec.
Cet article s’inscrit dans le cadre du mémoire de maîtrise du premier auteur.
Les demandes de tirés à part peuvent être adressées à M. Jean-Marie Boisvert, Ph. D., École de psychologie, Pavillon F.-A. Savard, Université Laval, Québec, Québec, Canada, G1K 7P4. La correspondance par courrier électronique peut être acheminée via Internet à: Jean- Marie.Boisvert@psy.ulaval.ca.
37
Tableau 1
Caractéristiques des participants
Femmes Hommes Échantillon total
(S = 115) (: = 39) (N =154) M ET M ét M ÉT Âge moyen 25,7 7,1 28,2 7,9 26,3 7,3 Durée de la 5,6 5,8 6,2 6,1 5,8 5,8 relation Durée de la 3,9 5,6 4,6 6,1 4,1 5,7 cohabitation EAD
EAD-D 15 participants (13%) 5 participants (12,8%) 20 participants (13%) EAD-ND 100 participants (87%) 34 participants (87,2%) 134 participants (87%) Statut civil
mariés 18 participants (15,7%) 10 participants (25,6%) 28 participants (18,2%) non mariés 97 participants (84,3%) 28 participants (71,8%) 125 participants (81,2%) Note. EAD - Échelle d’Ajustement Dyadique; EAD-D = Dans une relation de couple en difficulté, c’est-à-dire un score inférieur à 100 au EAD; EAD-ND = Dans une relation de couple non en difficulté, c’est-à-dire un score de 100 ou plus à l’EAD.
Tableau 2
Scores moyens et écarts-types des échelles pour les femmes, les hommes et Γ échantillon total
Échelle Femmes (B =115) Hommes (n = 39) Échantillon total (N = 154) M ÉT M ÉT M ÉT EKS 17,67 3,23 17,36 2,83 17,59 3,13 Item 1 5,88 U4 5,74 0,99 5,84 1,10 Item 2 5,94 1,07 5,82 1,00 5,91 1,05 Item 3 5,85 1,15 5,79 0,98 5,84 1,11 EAD 116,30 16,47 115,38 14,10 116,07 15,87 IORC-R 61,25 12,07 62,96 13,0 61,69 12,37 Facteur DD 18,38 5,57 16,80 5,98 17,98 5,70
Note. EKS = Échelle Kansas de la Satisfaction Conjugale; Item 1 = Satisfaction face à l’union amoureuse; Item 2 = Satisfaction face au (à la) partenaire; Item 3 = Satisfaction face à la relation avec le (la) partenaire; EAD = Échelle d’Ajustement Dyadique; IORC-R = Inventaire des Opinions sur la Relation Conjugale-Révisé; Facteur DD = Facteur Le Désaccord Est Destructif. Aucune différence significative n’apparaît entre les femmes et les hommes aux différentes mesures.
39
Tableau 3
Consistance interne des différentes mesures
Échelle
Alpha de Cronbach
Femmes (n =115) Hommes (n = 39) Échantillon total (Ν' = 154)
EKS ,96 ,95 ,96
EAD ,93 ,91 ,93
IORC-R ,80 ,83 ,81
Facteur DD ,79 ,81 ,80
Note. EKS = Échelle Kansas de la Satisfaction Conjugale; EAD = Échelle d’Ajustement Dyadique; IORC-R = Inventaire des Opinions sur la Relation Conjugale-Révisé; Facteur DD = Facteur Le Désaccord Est Destructif.
Tableau 4
Coefficients de stabilité temporelle de l’Échelle Kansas en fonction du sexe et du délai du retest Coefficient de stabilité temporelle
Femmes Hommes Échantillon total
Délai du retest ts n ïs n rs N
Deux semaines ,89** 76 ,60** 29 ,84** 105
Trois semaines ,52** 25 ,87 5 ,55** 30
41
Tableau 5
Corrélations entre l’Échelle Kansas et les différentes mesures
Mesure critère Échelle Kansas Échantillon complet (N =154) Femmes (n= 115) Hommes (5 = 39) Échelle d’Ajustement ,76 ,73 ,78 Dyadique IORC-R -,39 -,36 -,48 Facteur DD -,31 -,31 -,46
Note. Tous les coefficients sont significatifs à g < ,01. Les coefficients des femmes et des hommes sont comparés à l’aide de la formule de Fisher (Howell, 1997); toutes les comparaisons s’avèrent non significatives (tous les z < ,52, tous les p > ,05, bilatéral). IORC-R = Inventaire des Opinions sur la Relation Conjugale-Révisé; Facteur DD = Facteur Le Désaccord Est Destructif.
43
En conclusion, cette étude fournit des données intéressantes sur les propriétés psychométriques de TEKS. Les résultats indiquent que celle-ci possède sensiblement les mêmes propriétés psychométriques que la version anglaise. Sa validité convergente et concomitante de même que sa cohérence interne et sa stabilité temporelle apparaissent toutes satisfaisantes. Malgré ses limites, cette étude montre que l’EKS, autant chez, les femmes que chez les hommes, est un instrument à la fois valide et fidèle permettant d’évaluer brièvement et globalement la satisfaction conjugale, du moins dans un échantillon non clinique d’étudiants universitaires. Les prochaines études pourraient tester la version alternative de l’EKS (annexe H) et étudier sa validité auprès d’un échantillon plus représentatif de la population québécoise et, comme le suggèrent Schumm et al. (2000), auprès d’un échantillon clinique. Aussi serait-il pertinent de préciser un score de coupure pour l’EKS.
Enfin, il est à noter que cette recherche est la première à étudier les qualités psychométriques d’une traduction française du Kansas. Elle est aussi la première à mettre cette échelle en corrélation avec une mesure de croyances dysfonctionnelles portant sur la vie de couple.
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