Validation d`un questionnaire d`auto-évaluation de Soi
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L’Année psychologique http://www.necplus.eu/APY Additional services for L’Année psychologique: Email alerts: Click here Subscriptions: Click here Commercial reprints: Click here Terms of use : Click here Validation d’un questionnaire d’auto-évaluation de Soi destiné aux enfants Christine Maintier et Daniel Alaphilippe L’Année psychologique / Volume 106 / Issue 04 / December 2006, pp 513 - 542 DOI: 10.4074/S0003503306004027, Published online: 03 June 2009 Link to this article: http://www.necplus.eu/abstract_S0003503306004027 How to cite this article: Christine Maintier et Daniel Alaphilippe (2006). Validation d’un questionnaire d’auto-évaluation de Soi destiné aux enfants. L’Année psychologique, 106, pp 513-542 doi:10.4074/S0003503306004027 Request Permissions : Click here Downloaded from http://www.necplus.eu/APY, IP address: 78.47.27.170 on 08 Feb 2017 Validation d’un questionnaire d’auto-évaluation de Soi destiné aux enfants Christine Maintier* 1, 2 et Daniel Alaphilippe2 1 2 IUFM Orléans-Tours Université François Rabelais, Tours RÉSUMÉ Au travers de 2 études, nous nous intéresserons à l’auto-évaluation de soi d’enfants de classes primaires. À cet effet, nous avons élaboré un questionnaire d’auto-évaluation applicable dès 6 ans. La 1re étude, menée auprès de 281 enfants, permet de vérifier la stabilité temporelle, la consistance interne, et la validité du questionnaire à l’aide d’une analyse factorielle exploratoire. Elle s’intéresse, de plus, à la validité concourante du questionnaire d’auto-évaluation, de l’échelle globale d’Estime de soi de Rosenberg (R.S.E.) et du Profil des Perceptions de Soi pour enfants de Harter (S.P.P.C.). La 2nde étude, par le biais d’analyses factorielles confirmatoires interroge la structure de ce questionnaire lors de son utilisation auprès d’un échantillon de 602 enfants. Les résultats montrent la consistance de cet outil. Les variations observées peuvent être expliquées au moyen de 2 facteurs : le niveau de classe et le type d’établissement (ZEP ou standard). Les enfants les plus jeunes et scolarisés dans des écoles de ZEP présentent les auto-évaluations les plus élevées. Validating a Self-Attributes Questionnaire for Children ABSTRACT Through two studies, we shall be interested in children’s self-attribution within primary schools. Our conclusions rely on a survey of children’s self-attribution, targeting children starting from 6. The 1st study, which includes 281 children, provides empirical evidence of temporal stability, internal consistency, and survey validity through an exploratory factorial analysis. It also focuses on the proximity of the self-attribution survey with Rosenberg’s global scale of Self-esteem (R.S.E) and Harter’s Self-perception Profile for children (S.P.P.C). The second survey, through factorial analyses, probes the survey structure through its deployment over 602 children. Empirical results are in favour of a consistent behaviour of this tool. The observed variability can be explained through 2 bias factors: the class level and the establishment status (ZEP, i.e. National French Status of underfavored area, or standard). The youngest children and those who are schooled in ZEP areas present the highest self-attribution scores. *Correspondance : IUFM Orléans-Tours, Centre de Tours-Fondettes, Bel air, La Guignière, 37230 FONDETTES. E-mail : [email protected] L’année psychologique, 2006, 106, 513-542 514 Christine Maintier • Daniel Alaphilippe INTRODUCTION L’ESTIME DE SOI ET SA MESURE : UN SUJET POLÉMIQUE Le concept d’estime de soi occupe depuis presque un demi-siècle une part importante de la recherche en psychologie. De nombreuses techniques ont escorté ce champ d’investigations. Les échelles de perception de soi, d’estime de soi, de valeur de soi… ont donc été développées en grand nombre. Une des plus connues d’entre elles : l’échelle de Rosenberg (RSE), (Rosenberg, 1965) témoigne, par son utilisation intensive, de l’intérêt que peut susciter ce type d’outil pour tenter de comprendre diverses attitudes ou comportements humains (dépression, résultats scolaires, utilisation de drogues, boulimie, motivation au travail…). Interrogations et controverses ont bien évidemment accompagné la construction de ces différents instruments. Les échelles devaient-elles être unidimensionnelles ou multidimensionnelles ? Reflétaient-elles un état ou un trait, stable ou labile ? N’induisaient-elles pas des réponses présentant des biais d’auto-présentation ? Devaient-elles mesurer des représentations abstraites de soi ou s’inscrire dans la recherche d’un soi en relation avec autrui ? À ces interrogations multiples, se sont ajoutées celles concernant l’âge à partir duquel on pouvait considérer que les capacités d’évaluation de soi étaient fiables. Les enfants les plus jeunes semblant, pour nombre de chercheurs, incapables de procéder à une évaluation acceptable de leur estime de soi, du fait, entre autres, de leur immaturité. Les positions les plus extrêmes, telles celles de Scheff et Fearon (2004) prônent l’abandon de ce type d’instruments au profit d’analyses de discours, plus à même, selon eux, de témoigner des éléments inconscients de l’estime de soi. D’autres, considèrent que le concept d’estime de soi relève plus d’une construction sociale que d’une connaissance scientifique (Ward, 1996), voire, dénoncent l’estime de soi comme le mythe du siècle (Hewitt, 1998 ; Baumeister, Campbell, Krueger, & Vohs, 2005). Nous ne pouvons nous inscrire dans ces positions excessives. L’estime de soi nous semble, dans notre société occidentale, un construit suffisamment fondamental et complexe pour être encore étudié. L’utilisation d’échelles, malgré tous les biais qui y sont certainement liés, est encore le moyen le plus efficace pour recueillir un grand nombre de données et tenter de vérifier ainsi leurs cohérences. L’année psychologique, 2006, 106, 513-542 Validation d’un questionnaire d’auto-évaluation de Soi 515 Aperçu théorique Le concept d’estime de soi prend ses origines dans les thèses soutenues par les auteurs des réflexions sur le concept de soi, tels James (1890, trad. 1912), Cooley (1902), même si durant cette période de fin de XIXe siècle et début de XXe, l’estime de soi n’occupe pas une place centrale dans les préoccupations de ces chercheurs. Il faudra attendre les années 1940 à 1970 pour que la psychothérapie, la psychologie expérimentale et sociale s’emparent massivement de ce concept. Les livres de Rosenberg (1965) et Coopersmith (1967), participent activement à l’intérêt pour ce thème. Durant cette même époque les instruments de mesures se multiplient, ainsi que les discussions à propos de leur efficacité, et leurs degrés de validité externe et interne. La définition même de l’estime de soi et ses liens avec le concept de soi ont subi de nombreuses évolutions durant ce dernier demi-siècle. La première définition concernant l’estime de soi a été formulée par W. James (1890, trad. 1912). Celui-ci considérait que l’estime de soi est déterminée par le rapport entre les succès et réussites envisagées : une estime de soi optimale se construirait alors que les succès effectifs d’un individu sont à la hauteur de ses attentes. Presque un siècle plus tard, Brown (1993), définit l’estime en termes de sentiment d’affection pour soi-même. La question de la proximité ou de la similarité entre concept de soi, évaluations de soi, valeur de soi et estime de soi a fait longtemps débat. Le concept de soi est perçu, comme la somme des qualités, habiletés, attitudes et valeurs qui est utilisée par un individu pour se décrire (Jacobs, Bleeker, & Constantino, 2003). Toutefois, cette distinction d’un soi, qui serait appréhendé par de simples descriptions plutôt que par une approche évaluative, est, dans les faits, difficile à mettre en oeuvre (Brinthaup & Erwin, 1992). Brown, Dutton et Cook (2001) différencient l’estime de soi globale (stable dans le temps), les évaluations de soi (évaluations des habiletés et caractéristiques personnelles) et le sentiment de valeur de soi (état émotionnel momentané en lien avec des évènements positifs ou négatifs). Les autoévaluations, ou compétences, représentent la dimension cognitive. Ce serait la partie observable ou composante comportementale de l’estime de soi (Mruk, 1995), qui s’élabore à partir des succès ou de l’expérience de l’efficacité. La valeur de soi serait la dimension affective, elle se définit par la valeur qu’une personne s’attribue dans les différentes sphères de sa vie et cette image de soi se transforme tout au long du développement (Duclos, Laporte, & Ross, 1995). Les recherches de Marsh (1986, 1993) et Pelham L’année psychologique, 2006, 106, 513-542 516 Christine Maintier • Daniel Alaphilippe (1995) ont souligné la corrélation entre estime de soi et évaluations de soi. Brown, Dutton et Cook (2001) considèrent que l’estime de soi influence les évaluations de soi, et non l’inverse, c’est un moyen de préserver la valeur de soi. La plupart des théories ou des mesures de l’estime de soi, selon Ross (1992), réfèrent à une ou plusieurs des dimensions suivantes : la valeur de soi, les compétences, abordées précédemment, ainsi que la dimension motivationnelle et la dimension sociale. La dimension motivationnelle se définit comme l’influence que l’individu exerce sur ce qui lui arrive (Ross, 1992), le niveau d’engagement permet d’accroître ou non l’estime de soi. L’Écuyer (1994) situe cette dimension dans la structure du soi adaptatif qui se traduit par la valeur de soi et les activités du soi : ce sont les divers modes d’actions ou de réactions face aux perceptions de soi-même et à la réalité (passée, présente et future) en vue de maintenir, promouvoir et défendre son soi. Dans son approche, Mruk (1995) affirme que la dimension affective est basée sur les valeurs qui permettent de nous évaluer non seulement selon la qualité de nos actions mais également sur ce que notre milieu en perçoit. La dimension sociale se développe dans l’interaction de la personne avec son milieu de vie. La reconnaissance par une ou des personnes significatives de l’entourage familial joue un rôle fondamental dans le développement de l’estime de soi (Cotto, 1983). Pour Mruk (1995), ces réactions d’autrui fournissent des informations spécifiques pour construire l’estime. Bednar, Cunningham, Duffy et Perry (1995) évoquent le feedback interpersonnel, (Harter, 1993) le support social conditionnel ou inconditionnel. Selon le modèle développé par Tesser, (Self-Evaluation Maintenance) un individu tend à conserver, voire augmenter son estime de soi. Selon Greenwald (1980) l’estime de soi ressemble étrangement à un régime totalitaire : à l’instar de ce type de régime qui contrôle l’information afin de maintenir une image positive du gouvernement, les gens contrôlent l’information afin de maintenir une image positive d’eux-mêmes. Pour cela, l’individu a recours à différentes stratégies : la mémoire sélective (Ross & Conway, 1986), le filtrage des informations (Campbell, 1990), le biais d’auto-complaisance (Lewicki, 1984), la comparaison sociale sélective (Gibbons & Mc Coy, 1991), les attributions, les stratégies d’autohandicap, l’appropriation du succès d’autrui (Cialdini, Borden, Thorne, Walker, Freeman, & Sloan, 1976). Tesser, Miller, et Moore (1988) considèrent que pour maintenir ou augmenter l’estime de soi, les relations avec autrui ont un rôle substantiel à jouer. Dans cette recherche du maintien de l’estime, deux processus L’année psychologique, 2006, 106, 513-542 Validation d’un questionnaire d’auto-évaluation de Soi 517 entrent en jeu : le processus de réflexivité qui permet de focaliser son attention sur ses propres performances, et le processus de comparaison. Les recherches des processus mis en œuvre lors de comparaison sociale ont démontré que celle-ci était fondamentale pour comprendre de nombreux aspect de la vie des individus, pas seulement au niveau de la cognition et des conduites sociales explicites (exemple : changement d’opinions), mais également pour appréhender les divers processus affectifs de la vie psychique de l’individu, comme la motivation, le bien-être subjectif, l’estime de soi. Cooley (1902), qui fut l’un des premiers théoriciens de l’interactionnisme, a insisté sur le rôle de l’interaction avec autrui dans la construction de l’image de soi, il évoqua alors le concept du soi comme miroir (looking-glass self). Par la suite, Festinger (1954) a postulé que tout homme avait besoin d’évaluer ses opinions et ses attitudes personnelles. À défaut de pouvoir utiliser des critères objectifs, soit parce qu’ils n’étaient pas disponibles, soit parce qu’ils s’avéraient inadéquats dans une situation donnée, les individus sont amenés à se référer à autrui. Les référents les plus souvent choisis, sont des personnes semblables au sujet ou éventuellement légèrement supérieures, ce processus étant vraisemblablement lié au climat de compétitivité propre à notre culture occidentale. La comparaison sociale est un processus fondamental puisqu’il est lié à des phénomènes tels que la construction identitaire et l’appartenance groupale. Bandura (2003) reprend cette théorie pour l’appliquer aux représentations que l’individu se fait de lui-même. Pour cet auteur, les représentations de soi sont construites à partir des inférences sur ses propres attitudes, actions de cognitions, émotions, motivations. L’homme est en fait son propre observateur. L’auto-évaluation est pratiquée mais les interactions avec autrui sont également utilisées pour construire le soi. Bandura utilise et souligne, l’importance de la notion de comparaison sociale. Pour pouvoir mesurer, évaluer le soi, les individus sont amenés à s’insérer au sein de différents groupes : ils pourront ainsi se mesurer à l’aune d’autrui. Trois hypothèses majeures sous-tendent le phénomène de la comparaison sociale. La première de ces hypothèses met en avant qu’il existe chez tout individu une tendance à évaluer ses opinions et ses attitudes personnelles. La seconde souligne le fait, que faute de pouvoir comparer objectivement ses attitudes, l’individu se sert de la comparaison avec autrui. La troisième hypothèse est basée sur le fait que la tendance à se comparer à un autre décroît à mesure qu’augmente la différence entre soi-même et cet autre. Pour dire les choses autrement, faute de pouvoir faire des comparaisons L’année psychologique, 2006, 106, 513-542 518 Christine Maintier • Daniel Alaphilippe objectives de ses capacités, reposant sur des standards physiques directs, l’humain choisit de se comparer à des personnes qui lui ressemblent. Les relations entre comparaison sociale et estime de soi ont été étudiées par Wheeler et Miyake (1992), notamment dans le cas de la comparaison ascendante, grâce à de nouvelles techniques d’analyse : les sujets notent les comparaisons sociales qu’ils font dans la vie quotidienne. On constate ainsi que les stratégies de recherche d’augmentation de soi sont à l’œuvre dans les comparaisons sociales (Verlhiac, 2005), il est noté également que la comparaison sociale est le résultat d’un comportement automatique des sujets. La comparaison ascendante a des effets positifs sur l’autoévaluation quand elle est utilisée pour confirmer que l’individu est bon parmi les meilleurs. Ainsi, Redersdroff et Martinot (2003) ont montré le rôle du groupe dans la protection de l’estime de soi face à des comparaisons ascendantes. La comparaison descendante, qui fournit des informations sur les pauvres performances d’autrui, tend à préserver ou à relever l’estime de soi (Brewer & Weber, 1994). Pour Gibbons (1986), savoir qu’une personne est dans un cas pire que soi, permet de croire à son relatif succès et à améliorer ses auto-évaluations. La comparaison sociale est fonctionnelle dans la plupart des cas, mais on peut voir également apparaître, ce que Bers et Rodin (1984) appellent : la jalousie par comparaison sociale. Les conséquences de cette jalousie sociale sont le mal-être, la colère, l’anxiété, voire la dépression. Le rapport entre relation à autrui et estime de soi évoqué par Leary (1999), désigne l’estime de soi, non comme une conséquence, mais comme un indicateur subjectif qui démontre la qualité des relations avec autrui. Une augmentation du niveau d’estime signalerait une amélioration d’acceptation sociale ou d’inclusion, une baisse d’estime signalerait une détérioration des relations sociales. L’estime de soi motive les comportements qui aident la personne à obtenir un niveau minimal d’acceptation par autrui (Leary & Baumeister, 2000). Comme nous l’avons vu précédemment, l’individu développe concept de soi et estime de soi grâce à ses expériences, et aux regards qu’il porte sur ses expériences. Il compare ses actions à ce qu’il espérait pouvoir accomplir, ce qu’autrui attendait qu’il accomplisse et ce qu’autrui est capable d’accomplir (Brigham, 1986). Les recherches de Wilson, HoshinoBrowne et Ross (2002), ont démontré que l’usage de la comparaison sociale était présent dès l’âge de 3-4 ans. Mruk (1995), considère que l’estime de soi est plus réactive à l’enfance et à l’adolescence à cause des contraintes biologiques et cognitives propres à ces stades. L’année psychologique, 2006, 106, 513-542 Validation d’un questionnaire d’auto-évaluation de Soi 519 Le développement de l’estime de soi repose sur un processus relationnel concernant l’entourage immédiat puis élargi (support social, valeurs, culture, etc.). Le processus d’informations externes qui prime dans cette construction, est suivi progressivement par un processus d’informations internes. L’enfant a besoin du regard des personnes qui lui sont significatives, pour définir sa valeur de soi et ses compétences. Par la suite, à la période de latence, il commence à partir de ces bases à s’évaluer lui-même. Au début de l’enfance, le contenu des représentations de soi est intimement lié aux caractéristiques observables du soi (exemple : je suis plus grand que toi), il n’y a pas de sentiment global de valeur de soi (Harter, 1986). Les représentations de soi sont isolées car la capacité limitée du traitement d’information ne permet pas d’intégration des différentes composantes. Un enfant qui s’annoncera comme bon coureur et bon sauteur ne se verra pas pour autant comme un bon sportif. Cette position est toutefois contestée par Marsh, Craven et Debus, R. (1991) et Marsh, Ellis et Craven, R. G. (2002) qui suggèrent qu’un sentiment global de valeur de soi peut précéder plutôt que succéder à la capacité d’autoévaluation spécifique, et qu’en conséquence l’estime de soi peut être mesurée auprès de très jeunes enfants. Les travaux de la multidimensionalité de l’estime de soi de Pallas, Entwisle, Alexander, et Weinstein (1990) confirment cette idée d’une estime de soi présente dès le plus jeune âge, même si les différentes dimensions la composant, se différencient de plus en plus clairement au fil du développement. La plupart des auteurs insistent toutefois, sur les particularités des représentations de soi de jeunes enfants. Elles sont considérées, le plus souvent peu stables, positives (Trzesniewski, Brent, & Robins, 2003) et souvent exagérées : le jeune enfant a des difficultés à distinguer ce qui relève de ses désirs et de ses compétences réelles. Les auto-évaluations sont positives de manière irréaliste, les enfants ont des difficultés à distinguer compétence désirée et effective, ils n’utilisent pas la comparaison sociale (Harter, 1998). Qu’ils réussissent ou échouent, ils ignorent le feed-back et continuent à croire à leur talent de façon tout à fait optimiste (Frey & Ruble, 1990). Quand un enfant de moins de 7/8 ans compare ses compétences avec celles d’autrui, il ne semble pas utiliser l’information dans un but d’auto-évaluation (Ruble, Parsons, & Ross, 1976). Pour les jeunes enfants, la comparaison sociale serait surtout utilisée à des fins de définition de normes, d’adaptation de comportement et d’établissement d’un lien social (Ruble, 1983, Bandura 1991). Pour Newman et Ruble (1988), ce n’est que vers le milieu de l’enfance, au niveau de l’école élémentaire, que l’enfant commence ses premières L’année psychologique, 2006, 106, 513-542 520 Christine Maintier • Daniel Alaphilippe comparaisons avec autrui. La pression des parents et enseignants à la réussite de l’enfant contribue à augmenter le recours à la comparaison sociale dans un but d’auto-évaluation (Frey & Ruble, 1985). Le contenu des représentations de soi se précise autour de certaines dimensions : habiletés sociales, cognitives, sportives (Harter, 1983). L’enfant est capable de classification (je suis parmi les bons élèves de la classe), il est capable d’utiliser les oppositions sans pour autant nuancer (si je suis un bon élève, je ne peux pas être mauvais même dans un domaine particulier). À ce stade, les représentations de soi sont en général, encore positives et exagérées, mais pour certains enfants, l’influence du milieu fait qu’une image de soi essentiellement négative peut déjà être installée. À la fin de l’enfance, le contenu des représentations de soi est lié à la sphère interpersonnelle, les pairs ont pris beaucoup d’importance. Les représentations de soi sont plus différenciées, l’enfant sait qu’il peut être bon dans une matière et moins bon dans une autre. Il a désormais une évaluation globale de sa personne. Harter (1993) précise de plus, que la notion d’importance des domaines concernés par l’évaluation influence le niveau d’estime de soi. Non seulement, les évaluations sont plus précises, mais le développement intellectuel et l’accumulation des contacts avec les pairs ont permis que soient intégrées des caractéristiques positives aussi bien que négatives. En concordance avec ce qui vient d’être exposé précédemment, Bolognini, Plancherel, Bettschart et Halfon, (1996) démontrent, dans une étude longitudinale auprès d’enfants de 12 ans, entre 1990 et 1993, que l’auto-perception et l’évaluation du support social sont deux éléments importants et complémentaires de l’estime de soi. La comparaison sociale, qui est régulièrement mise en œuvre par les parents, les enseignants et les pairs est utilisée par l’enfant pour mesurer sa valeur. Les jugements émis par autrui sont internalisés (je me trouve sympathique parce que mes copains me trouvent sympathique). Les labels stigmatisants, autres résultats de comparaisons sociales émises par autrui, deviennent vite auto-prophétiques (Harris, Milich, Corbitt, Hoover, & Brady, 1992). Les différents résultats évoqués précédemment montrent, à l’évidence, la difficulté d’appréhender correctement l’estime de soi des enfants et notamment des plus jeunes. Le problème des capacités sociales précoces est posé ici une fois encore et il ne cessera de sitôt d’interroger et de motiver le monde de la recherche. Pour notre part, nous considérons que les enfants, dès l’âge de l’école maternelle, parce qu’ils sont confrontés à leurs pairs, possèdent et développent des capacités à utiliser la compa- L’année psychologique, 2006, 106, 513-542 Validation d’un questionnaire d’auto-évaluation de Soi 521 raison sociale et à s’auto-évaluer, et que ces capacités, bien évidemment, ne pourront que s’améliorer avec le développement. De plus, le taux élevé de scolarisation des jeunes enfants en France, fait, qu’un enfant à l’âge de 6 ans a, le plus souvent, déjà vécu 3 ans de scolarisation et d’occasions de comparaisons sociales sur tous types d’activités. Cette spécificité n’est sans doute pas à négliger. Aspects méthodologiques Techniques utilisées La multiplication des recherches sur l’estime de soi a donné lieu à de nombreuses créations d’instruments de mesure de ce concept. Que l’on considère l’estime de soi dans sa globalité ou comme un élément à multiples composantes, les instruments seront en conséquence construits différemment. Ainsi, certains questionnaires sont construits sur la base d’une évaluation globale (l’échelle d’estime de Soi de Rosenberg, RSE, 1965), d’autres sont établis à partir d’auto-évaluations spécifiques (l’Échelle Tennessee de Concept de Soi de Fitts, TSCS, 1965 ; le Self-Perception Profile for Children, SPPC, Harter, 1989). Quelques auteurs s’insurgent contre l’utilisation d’échelles qui appréhendent l’estime globale, en considérant que le concept de Soi, et l’estime de Soi sont avant tout multidimensionnels (Tajfel & Turner, 1979 ; Turner, Hogg, Oakes, Reicher, & Wetherell, 1987). Pour eux, l’estime de Soi doit au minimum être considérée d’un point de vue personnel et social (Abrams & Hogg, 1988). Dans cet esprit, l’instrument de Pelham et Swann (Self-Attribute Questionnaire, SAQ 1989) est un questionnaire multidimensionnel qui utilise la comparaison sociale. L’uni- ou la multi-dimensionalité des instruments de mesures ont été l’objet de nombre de débats théoriques. L’analyse des données émanant des différents outils complexifie encore la situation. Ne prenons que deux exemples pour illustrer ce propos. Tout d’abord l’échelle de Rosenberg, fort connue et utilisée, conçue en 1979 comme une échelle de Guttman unidimensionnelle, s’est révélée bifactorielle dans certaines études. Elle comporte alors une dimension d’auto-dépréciation et une dimension de mise en valeur de soi (Kaplan & Pokomy, 1969 ; Shahani, Dipboye, & Philips, 1990 ; Hagborg, 1993). L’échelle multidimensionnelle de Harter (1979) aborde la perception de soi par le biais de sous-échelles mesurant les compétences cognitives, sociales et physiques, auxquelles s’est ajoutée une 4e sous-échelle d’estime globale, annoncée comme indépendante des autres dimensions. Une étude interculturelle de Mc Irney, Lillemyr et Søbstad (2004), met à mal cette assertion en observant que seules les sous-échelles traitant des dimensions cognitives et sociales sont indépendantes, les autres sous-échelles, dont celle concernant la valeur de soi, sont fortement corrélées aux 2 précédentes. Ces quelques observations démontrent, s’il en est besoin, la difficulté de l’élaboration d’un instrument de mesure de l’estime de soi. Au vu de la littérature concernant le concept de soi et l’estime de soi, nous avons choisi de nous intéresser, plus particulièrement au questionnaire d’auto- L’année psychologique, 2006, 106, 513-542 522 Christine Maintier • Daniel Alaphilippe attribution de Pelham et Swann (1989, SAQ) qui se construit sur le principe de la comparaison sociale, et est destiné, à l’origine, à des adolescents. Chaque sujet doit se positionner sur sa capacité intellectuelle, sportive, d’attraction physique, de compétences artistiques et musicales et sa capacité sociale, (version simplifiée de la SAQ). Les participants s’auto-évaluent comparativement à des personnes de leur âge, en se positionnant sur une échelle du type (5 % inférieur, 10 % les plus faibles…, 50 % les plus faibles, 50 % les plus élevés…, 5 % supérieurs) Outils adaptés aux enfants Comme nous l’avons vu précédemment, la question de la méthodologie de l’évaluation de soi est complexe, elle l’est d’autant plus lorsqu’elle concerne des enfants. Doit-on interroger seulement les enfants ou également leurs éducateurs, à partir de quel âge est-ce possible ? Certains chercheurs considèrent, qu’il est plus fiable de recueillir à la fois des données grâce au témoignage des proches, en plus de celles produites par l’enfant (Coopersmith self-esteem inventory, 1967). Toutefois Harter (1990) argumente que, l’estime de soi est un construit spécifiquement individuel, et qu’il est reconnu que les mesures produites par l’intéressé même sont les plus fiables. D’après Willoughby, King et Polatajko, (1996) ce n’est qu’à partir de 8 ans que l’on considère que l’enfant est réellement capable de verbaliser sur son estime de soi. Cette position rejoint d’une certaine manière celle de Harter. Notre propos a donc été de mettre en œuvre un questionnaire d’estime de soi particulièrement simple dans son utilisation, donc accessible dès le plus jeune âge (6 ans). La plupart des outils construits à destination d’enfants multiplient les sous-échelles et items : 28 ou 36 pour la Perceived Competence Scale for Children de Harter selon les versions (1982, 1985, 1989), jusqu’à 60 pour l’Échelle Toulousaine d’Estime de Soi (Oubrayrie, 1997). La structure de ce type d’outil induit bien évidemment son utilisation dans des conditions et avec un public spécifiques. La manière dont les items sont présentés, notamment dans le cas de l’échelle de Harter (1982) n’est pas sans produire une certaine confusion dans les réponses de jeunes enfants (Marsh & Holmes, 1990). Le nombre d’items, se veut un garant d’une certaine fiabilité psychométrique de l’instrument, même si Robins, Hendin et Trzesniewski (2001) n’hésitent pas à faire référence à une échelle à item unique. La longueur de l’instrument induit une fatigabilité et un investissement qui ne sont guère envisageables auprès de jeunes enfants et/ou d’enfants en difficulté scolaire. En clair, leurs résultats ne peuvent se réclamer représentatifs de la population enfantine. Les objectifs de nos études sont donc les suivants : 1 – Élaborer un questionnaire d’auto-évaluation de soi qui soit applicable dès le plus jeune âge et vérifier sa fiabilité. Cet instrument devra donc être d’une formulation qui permettre son utilisation auprès de jeunes enfants ou de lecteurs peu performants, et ne pas induire un investissement cognitif et temporel trop important. 2 – Utiliser un processus de comparaison sociale naturellement mis en œuvre lors de processus d’estimation de soi. L’année psychologique, 2006, 106, 513-542 Validation d’un questionnaire d’auto-évaluation de Soi 523 3 – Comparer cet instrument avec d’autres outils de mesure de perception de soi. 4 – Rendre compte de l’évolution de l’auto-évaluation de soi au fil de la scolarité. Construction du questionnaire d’auto-évaluation de Soi Nous mentionnerons ici le résultat de deux études. La première permet de vérifier, auprès de 281 enfants, la stabilité temporelle, la consistance interne, et la validité du questionnaire à l’aide d’une analyse factorielle exploratoire. Elle s’intéresse, de plus, à la validité concourante du questionnaire d’auto-évaluation et des traductions de l’échelle globale d’estime de soi de Rosenberg (RSE) et du Profil des Perceptions de Soi de Harter (S.P.P.C). La seconde étude, par le biais d’analyses factorielles confirmatoires, interroge la structure de ce questionnaire lors de son utilisation auprès d’un échantillon de 602 enfants. ÉTUDE EXPLORATOIRE 1 Participants 281 élèves de 4 écoles françaises dont 1 classée en Zone d’Éducation Prioritaire, ont été interrogés (CP N=93, CE2 N=94, CM1 N=94), dont 143 garçons et 138 filles, âgés respectivement de 6-7 ans en CP, 8-9 ans en CE2, 9-10 ans en CM1. La passation a toujours été collective, par classe, réalisée par l’équipe de recherche, extérieure à l’école. Les questionnaires étaient présentés et lus en entier aux élèves avant qu’ils ne les complètent. Après quoi les questionnaires étaient glissés par l’élève dans une enveloppe cachetée de façon à garantir formellement l’anonymat. L’enseignant ne participait pas à la passation. Matériel Le questionnaire d’auto-évaluation de Soi (QAEVS : Maintier, Alaphilippe, 2006) L’observation des dimensions mentionnées par Harter, Pelham et Swann, a permis de constater leur grande ressemblance. À l’instar du SAQ nous avons choisi de proposer 9 traits : l’intelligence, les capacités manuelles et artistiques, le sport, la lecture, les capacités relationnelles à l’égard des autres enfants et des adultes, les capacités d’expression verbale, le travail scolaire, l’évaluation esthétique de son propre physique (cf. annexe). Il s’agit donc d’une traduction du questionnaire de Pelham et Swann, dans laquelle, pour chacun des traits, nous nous sommes efforcés de rester le plus près possible L’année psychologique, 2006, 106, 513-542 524 Christine Maintier • Daniel Alaphilippe du vocabulaire spontané des enfants. Le questionnaire ayant été soumis à différentes lectures d’adultes, psychologues et enseignants, et d’enfants d’écoles élémentaires. La cotation est échelonnée de –2 (lorsque l’enfant se situe au plus bas de l’échelle) à +2 (niveau d’auto-évaluation le plus élevé). Les scores aux différents items sont additionnés pour obtenir un score composite final compris entre –18 et +18. Traduction française du Self Perception Profile for Children (SPPC: Harter, 1982) Une traduction française du Self Perception Profile for Children (SPPC : Harter, 1982) est utilisée. La version initiale de l’échelle d’auto-évaluation des compétences pour enfants de 7 à 12 ans est composée de 28 items qui se subdivisent en quatre sous-échelles composées de 7 items chacune (compétences scolaires, compétences athlétiques, compétences sociales, et estime de soi générale). En 1985, Harter a révisé sa version du SPPC de 1982 pour inclure deux nouvelles dimensions, l’apparence physique et la conduite et moralité. L’échelle compte cette fois-ci 36 items divisés en six sous-échelles. La version canadienne du SPPC (Boivin, Vitaro, & Gagnon, 1992) est composée de cinq sous-échelles représentant cinq dimensions du concept de soi : compétences scolaires, compétences sociales, habiletés sportives, apparence physique et conduite. La version française de Pierrehumbert, Plancherel et Jankech-Caretta (1987) comporte de plus, la dimension valeur de soi Le score global de l’instrument représente pour ces auteurs, la valeur propre. Dans la version française de cette mesure, chacun des énoncés présente une inscription à double choix, chacune des alternatives étant formulée spécifiquement (Ex. Certains enfants sont un peu plus difficiles à aimer MAIS d’autres enfants sont vraiment faciles à aimer). Le sujet donne alors son appréciation à l’une ou à l’autre, là où il se reconnaît (tout à fait comme moi, un peu comme moi). Chacun des items a une cote de 1 à 4. Une cote de 4 reflète une vision positive de soi-même au niveau de la perception des compétences. Nous utiliserons donc les 6 dimensions de la traduction française : compétences scolaire, sociale, physique, apparence physique et conduite, ainsi que valeur de soi. Ce dernier domaine concerne l’estime de soi dans son sens plus traditionnel et est construit sur des questions portant sur la satisfaction de soi et de sa vie. Chaque dimension est mesurée respectivement par 7 items. Le calcul du score global, établi à partir de ces différentes dimensions, s’appuie sur la perspective théorique de l’organisation hiérarchique de l’estime de soi, évoquée par Epstein dès 1973 et approfondie par Marsh et Shavelson (1985). Le modèle hiérarchique tente de rendre compte des relations entre les perceptions d’un domaine et les perceptions globales de soi, ces relations étant de nature ascendante ou descendante dans la structure hiérarchique. Une performance perçue positivement à une tâche augmente le niveau d’auto-évaluation des domaines et sous-domaines qui y sont associés. Ce renforcement influence également positivement le niveau d’estime globale. Dans cette perspective, le cumul des scores des autoévaluations spécifiques permettrait une appréhension partielle de la valeur globale de soi. L’année psychologique, 2006, 106, 513-542 Validation d’un questionnaire d’auto-évaluation de Soi 525 Traduction française de l’échelle d’estime de soi de Rosenberg L’échelle d’estime de soi de Rosenberg (1965, RSE) mesure une estime de soi globale et a été validée par Vallières et Vallerand (1990). Afin d’évaluer l’estime de soi (globale), le questionnaire de Rosenberg (1965) est composé de 10 items dont l’échelle d’accord avec les énoncés s’étend de 1 à 4. Résultats Le taux de questionnaires exploitables est de 92,5 %. La fidélité du questionnaire a été éprouvée grâce à un test-retest effectué à 5 jours d’intervalle sur l’ensemble de l’échantillon. Le questionnaire d’auto-évaluation présente, une bonne stabilité temporelle (N = 242, r = .80). Cette stabilité se retrouve par niveau de classe (CP : r = .59, CE2 = .82, CM1 ; r = .77, p<.001 pour tous les niveaux). Le score d’auto-évaluation au test 1 (Moy. = 4.95, Écart-type = 6.79) est très semblable à celui du test 2 (Moy. = 5.09, Écarttype = 7.64). La consistance interne est également satisfaisante (α de Cronbach = .86). La corrélation moyenne inter-items est de .42. La corrélation item-scores est satisfaisante (minimum .55 ; maximum .75). La validité concourante a été vérifiée à l’aide du R.S.E. et du S.P.P.C. de Harter auprès des seuls élèves de classes de CE2 et CM1 (N = 188) qui ont été sollicités pour compléter les 3 questionnaires. Les élèves de CP ne possédaient pas le niveau de lecture suffisant pour faire face à la complexité du questionnaire de Harter, et les expressions de l’échelle de Rosenberg leur étaient peu accessibles. Les scores aux SPCC et RSE sont les suivants (SPCC : N = 160, Moy.=119.12, Écart-type = 17.22 ; RSE : N = 181, Moy. = 30.52, Écart-type = 4.79). Les corrélations effectuées entre les scores d’estime obtenus par le questionnaire d’auto-évaluation et les scores au SPPC et RSE (Tableau I) sont statistiquement significatives (p < .001). Les remarques précédentes attestent de la fidélité du QAEVS (fidélité testretest, consistance interne). La validité de contenu est liée à l’origine même de cet instrument, inspiré du SAQ de Pelham et Swann. En 1989, les auteurs observaient, auprès de 501 individus, que le score composite des auto-évaluations expliquait 26 % de la variance de l’estime de soi mesurée grâce à l’échelle de Rosenberg. Les dimensions d’auto-évaluation sont également très proches de celles utilisées par Harter pour mesurer le concept de soi des enfants, et nos résultats corroborent ceux de Eapen, Naqvi, et Al-Dhaheri (2000) qui observaient chez des sujets de 8 à 16 ans une forte corrélation entre estime de soi et résultats aux sous-échelles du L’année psychologique, 2006, 106, 513-542 526 Christine Maintier • Daniel Alaphilippe Tableau I. Corrélations entre échelles Table I. Correlations among all measures QAEVS Test 1 QAEVS Test 2 SPPC QAEVS (Quest. d’auto-évaluation) Test 1 1 QAEVS (Quest. d’auto-évaluation) Test 2 .78*** (N=242) 1 SPPC (Profil des perceptions de Soi, Harter) .30*** (N= 149) .31*** (N=148) 1 RSE (Ech. Estime de Soi, Rosenberg) .32*** (N= 169) .28*** (N= 164) .40*** (N=157) SPPC. La force du lien entre le QAEVS et les autres outils s’explique tant par la validité de contenu que par la validité concourante. Dans le cadre du développement d’une échelle, l’analyse factorielle sert à établir combien de traits ou variables sont sous-jacentes à un ensemble d’items. L’idée fondamentale est d’éliminer la redondance dans les données originales en essayant de résumer les variations à l’aide d’un nombre plus faible de variables (les facteurs) qui sont une combinaison des variables originales. Une analyse factorielle menée sur les résultats au QAEVS de cet échantillon, incite à penser que nous sommes en présence d’un facteur unique qui expliquerait 48, 36 % de la variance. Les poids factoriels pour chaque item sont compris entre .50 et .75. Toutefois, la taille limitée de l’échantillon observé incite à approfondir cette première analyse. ÉTUDE CONFIRMATOIRE Participants 602 élèves ont été interrogés dans des écoles françaises dont certaines classées en Zone d’Éducation Prioritaire de 5 départements de la région Centre. L’échantillon est constitué de 312 filles et 290 garçons, répartis dans 4 niveaux de classes (du CE1 au CM2). L’année psychologique, 2006, 106, 513-542 Validation d’un questionnaire d’auto-évaluation de Soi 527 Tableau II. Répartition des sujets interrogés Table II. Interrogated subjects’s distribution Écoles de ZEP Écoles standards Filles Garçons Filles Garçons CE1 42 35 53 54 CE2 45 35 48 44 CM1 44 29 17 27 CM2 25 23 38 43 156 122 156 168 Total = 602 Résultats Qualités métriques du questionnaire Le questionnaire d’auto-évaluation construit précédemment, présente les qualités métriques suivantes. Pour 602 sujets, la corrélation inter-items s’élève à .32, la consistance interne α de Cronbach : .80 Une analyse de variance permet de déterminer qu’il existe un effet significatif inter-items (F(8,601)=13.63; p<.001). Il n’y a pas d’effet significatif inter-individus, et intra-individus. Tableau III. Indicateurs statistiques concernant l’auto-évaluation suivant les niveaux de classe Table III. Self-attribution means and Standard Deviations by class level Moy. Écart-Type CE1 5.11 6.57 CE2 3.52 6.78 CM1 0.82 4.55 CM2 0.85 4.42 Tous groupes 2.91 6.14 Les 9 items du questionnaire d’auto-évaluation ont été soumis à des analyses factorielles confirmatoires (version 5.7 du logiciel EQS, Bentler 1995). L’année psychologique, 2006, 106, 513-542 528 Christine Maintier • Daniel Alaphilippe La taille de l’échantillon répond aux critères demandés pour ce type d’analyse : une taille minimale de 200 sujets (Crocker & Algina, 1986). Nous procédons, comme l’indiquent Anderson et Gerbing (1988), au test de plusieurs modèles pour vérifier la validité du construit. Tout d’abord, un modèle à un facteur, en cohérence avec les résultats annoncés précédemment, ensuite en fonction des données de la littérature nous vérifierons la fiabilité d’un modèle à deux facteurs relevant de dimensions sociales et cognitives, et d’un modèle à 3 facteurs où s’ajoutera une dimension relevant plus spécifiquement d’évaluation des compétences académiques. Nous postulons pour ces différents tests, une covariance des facteurs de 1er ordre. Pour estimer l’adéquation des modèles proposés, nous disposons de plusieurs indices. Le rapport du χ2 sur le nombre de degré de liberté nous semble plus intéressant que le χ2 seul qui se révèle sensible à la taille de l’échantillon. L’indice relatif d’ajustement NNFI (Non normed Fit Index) permet de vérifier le modèle qui présente le meilleur ajustement par rapport à un modèle de comparaison. L’indice AIC (Akaike’s Information Criterion) permet également la comparaison de différents modèles entre eux tout en incorporant une notion de parcimonie : il tient compte du nombre de paramètres évalués dans le modèle. Sa sensibilité aux écarts à la normalité est compensée ici, par la taille suffisante de l’échantillon. L’indice RMSEA (Root Mean Square Error of Approximation) évalue l’adéquation entre la matrice reproduite et la matrice observée tout en tenant compte de la complexité du modèle. Les modèles testés sont suridentifés : Nbrevar, cov > Nbre paramètres. Le modèle M1, unifactoriel pourrait soutenir l’idée d’une diffusion des différentes auto-évaluations, d’une absence de discrimination, ou d’un sentiment global de valeur de soi. S’il se révélait valide, on pourrait considérer que l’absence de différenciation, quelle qu’en soit la cause, amène à une confusion, voire une équivalence, entre auto-évaluations spécifiques et estime de soi. Les modèles M2 et M3, se caractérisent par la dualité entre compétences sociales et académiques, dans l’esprit d’une bidirectionnalité de l’estime, telle qu’évoquée par Mc Irney, Lillemyr et Søbstad (2004), le sport étant suivant les pratiques associé à l’une ou l’autre des compétences. Les modèles M4 et M5 se rapprochent de la théorie de Harter en décomposant compétences cognitives, sociales et physiques. La capacité à différencier ces 3 dimensions, serait, si l’on en croit cet auteur, caractéristique des enfants âgés de plus de 8 ans. Après examen des différents indices, le modèle le plus satisfaisant se révèle être le Modèle 5 à 3 facteurs : χ2/ddl<3 ; NNFI> .90 ; RMSEA = .05 ; AIC M5< AIC M4 < AIC M2 < AIC M3 <AIC M1. L’année psychologique, 2006, 106, 513-542 Validation d’un questionnaire d’auto-évaluation de Soi 529 Tableau IV. Structures des modèles testés Table IV. Component structure of tested models Modèle Intelligence Plaisir à lire Travail scolaire Relations Facilité Beauté dessin sport Relations copains adultes à dire M1 F1 F1 F1 F1 F1 F1 F1 F1 F1 M2 F1 F1 F1 F1 F2 F2 F2 F2 F2 M3 F1 F1 F1 F1 F1 F2 F2 F2 F2 M4 F1 F1 F1 F2 F2 F3 F3 F3 F3 M5 F2 F1 F2 F3 F3 F1 F1 F1 F3 Tableau V. Évaluation des modèles Table V. Assessment of models χ2 ddl χ2/ddl NNFI RMSEA AIC 125.02 27 4.08 0.90 .07 71.01 M2 102. 9 26 3.96 0.91 .07 50.94 M3 106.17 26 4.08 0.91 .072 54.18 M4 67.26 24 2.8 0.94 0.05 19.27 M5 53.96 24 2.25 0.96 0.05 5.96 M1 La structure trifactorielle de ce modèle est la suivante : F1 relève visiblement de dimensions sociales, F2 regroupe les 2 items reliés au domaine cognitif, F3 concerne plus spécialement les auto-évaluations liées au domaine corporel. On peut s’étonner de la présence de l’item « aimer lire » dans la dimension sociale. Tel qu’il est formulé, cet item ne renvoie pas tant à la compétence de lecteur, qui serait en ce cas plutôt scolaire, mais au plaisir de lire, qui ne caractérise pas une compétence, mais peut évoquer une activité plus sociale d’interaction et d’échange. Si les indices mesurés sur ce modèle présentent des niveaux tout à fait satisfaisants, il est toutefois nécessaire de souligner que les erreurs de mesures des variables sont également élevées. Notre tentative de modélisation est construite sur un échantillon d’enfants de 7 à 11 ans, de provenance socioculturelles différenciées. Il est concevable que ces différences soient partiellement à l’origine des erreurs de mesure sur les auto-évaluations spécifiques. Cette L’année psychologique, 2006, 106, 513-542 530 Christine Maintier • Daniel Alaphilippe Figure 1. Diagramme d’analyse structurale confirmatoire du Q.A.EV.S. Figure 1. Path diagram for a confirmatory factor structure of the Q.A.EV.S. constatation nous incite à considérer que, si la structure du QAEVS est bien multidimensionnelle, d’autres éléments sont à prendre en compte pour pouvoir expliquer de manière plus précise la variance observée. Une comparaison des niveaux de classe est effectuée sur les différentes dimensions mises en évidence par l’analyse structurale. Les analyses de variance effectuées suivant le niveau de classe sont significatives à p<.001 (dim. sociale F(1,598) = 18.72 ; dim. cognitive F(1,598= 7.82) ; dim. corporelle F(1,598) = 7.82). La dimension sociale recueille, quel que soit le niveau de classe, les auto-évaluations les plus élevées. Le profil tridimensionnel des auto-évaluations semble présent dès le plus jeune âge (Figure II). L’année psychologique, 2006, 106, 513-542 Validation d’un questionnaire d’auto-évaluation de Soi 531 Figure 2. Niveau moyen d’auto-évaluation (structure tridimensionnelle) en fonction de la classe Figure 2. Mean level of self-attribution (three-dimensional structure) as a function of class level and establishment status Le Q.A.EV.S. permet d’appréhender le niveau d’auto-évaluation global des enfants au moyen d’un score composite ou le niveau d’auto-évaluation selon une structure tridimensionnelle. La recherche de l’influence des variables que sont, le niveau de classe, le sexe et le type d’établissement, peut donc être abordée selon ces différents scores. Une analyse de variance est effectuée selon le genre, le niveau de classe, et le type d’établissement sur la variable auto-évaluation dans sa globalité. Cette analyse permet de constater un effet significatif de l’appartenance à la classe, F(3,586)= 20.42 , p<.001, ainsi que de l’appartenance à un type d’établissement F(1,586) = 12.16 p<.001 (voir résultats descriptifs, Tableau VIII en annexes). La variable sexe ne semble pas avoir de lien avec le niveau d’auto-évaluation. Deux observations peuvent être émises après examen des résultats : Comme nous l’avons vu précédemment, au cours de la scolarité et de l’avancée en âge, le niveau moyen d’auto-évaluation est de plus en plus faible. Si les élèves de Cours Élémentaires d’écoles de ZEP ont un niveau moyen d’auto-évaluation supérieur aux élèves d’écoles standard, cette différence n’est plus présente au niveau des Cours Moyens. L’année psychologique, 2006, 106, 513-542 532 Christine Maintier • Daniel Alaphilippe Tableau VI. Analyse de variance du niveau moyen d’auto-évaluation Table VI. ANOVA results for the dependent variable self-attribution SC dl CM F niveau p 0.001*** CLASSE 2053 3 684.37 20.42 SEXE 73 1 73.20 2.19 TYPE ETABLISSEM. 407 1 407.34 12.16 CLASSE X SEXE 48 3 16.02 0.48 CLASSE X TYPE ETABLISSEM. 180 3 59.88 1.79 GENRE X TYPE ETABLISSEM. 42 1 41.60 1.24 CLASSE X SEXE X TYPE ETABLISSEM. 198 3 66.04 1.97 0.001*** Figure 3. Niveau moyen d’auto-évaluation en fonction de la classe et du type d’établissement. Figure 3. Mean level of self-attribution as a function of class level and establishment status. L’année psychologique, 2006, 106, 513-542 Validation d’un questionnaire d’auto-évaluation de Soi 533 Des analyses de variance pratiquées sur les scores aux sous-échelles révélées par l’analyse structurale permettent de percevoir certaines nuances dans les variations de l’auto-évaluation. Tableau VII. Analyses de variance des différentes sous- échelles d’auto-évaluation Table VII. ANOVA results for the subscales self-attribution sous-éch. Cognitive sous-éch. Sociale sous-éch. Corporelle F(3,71) = 8.55 p<.0001*** F(3,553) = 18.49 p<.0001*** F(3,206) = 12.42 p<.0001*** n.s. n.s. F(1,49) = 8.88 p<.01 TYPE ETABLISSEM. F(1,26) = 9.33 p<.001** F(1,58) = 5.77 p<.01* F(1,56) = 10.26 p<.001** CLASSE X TYPE ETABLISSEM. F(3,22) = 2.71 p<.05 n.s. n.s. CLASSE SEXE Les variables niveau de classe et type d’établissement expliquent les variations des 3 dimensions. Toutefois, on peut constater un effet significatif de l’interaction Classe X type d’Établissement pour la dimension cognitive : à partir du CM1, les enfants de ZEP présentent des auto-évaluations dans ce domaine, semblables à celles des autres enfants. Cette interaction n’est pas présente pour la dimension sociale, pour laquelle les scores des élèves de ZEP sont plus élevés que ceux des autres enfants quel que soit le niveau de classe. Les scores concernant la dimension physique révèlent, quant à eux, un effet de genre. Les filles affichent des scores inférieurs à ceux des garçons, (Filles : Moy. = 4.62, Écart-type = 6.85 ; Garçons : Moy. = 5.20, Écart-type = 6.74). Des analyses de variance effectuées par niveau de classe permettent de préciser les observations précédentes. Pour les enfants les plus jeunes (CE1 et CE2), on peut observer un effet significatif du type d’établissement, quelle que soit la dimension évoquée. Cet effet n’est plus visible chez les élèves de CM1 et CM2, où seule la variable sexe a un effet significatif sur la dimension corporelle. L’année psychologique, 2006, 106, 513-542 534 Christine Maintier • Daniel Alaphilippe Tableau VIII. Analyses de variance des différentes sous- échelles d’auto-évaluation par niveau de classe Table VIII. ANOVA results for the subscales self-attribution as a function of class level CE1 CE2 CM1 CM2 sous-éch. cognitive sous-éch. sociale sous-éch. corporelle SEXE n.s. n.s. n.s. TYPE ETABLISSEM. F(1,180) = 10.08 p<.01* F(1,180) = 2.79 p<.09 F(1,180) = 7.38 p<.01* CLASSE X TYPE ETABLIS. n.s. n.s. n.s. SEXE n.s. n.s. n.s. TYPE ETABLISSEM. F(1,168) = 6.75 p<.01* F(1,168) = 4.65 p<.05* F(1,168) = 6.34 p<.01* CLASSE X TYPE ETABLIS. n.s. n.s. n.s. SEXE n.s. n.s. F(1,113) = 3.02 p<.08 TYPE ETABLISSEM. n.s. n.s. n.s. CLASSE X TYPE ETABLIS. n.s. n.s. n.s. SEXE n.s. n.s. F(1,125) = 7.52 p<.01* TYPE ETABLISSEM. n.s. n.s. n.s. CLASSE X TYPE ETABLISS. n.s. n.s. n.s. DISCUSSION Ces études visaient à construire et valider un questionnaire d’auto-évaluation de soi, permettant d’appréhender le niveau d’estime d’enfants dès l’âge de 6 ans. Ces recherches ne se positionnent pas sur le sens de la relation entre auto-évaluations et estime de soi. Que l’on considère que le processus soit L’année psychologique, 2006, 106, 513-542 Validation d’un questionnaire d’auto-évaluation de Soi 535 descendant (top-down), les évaluations les plus globales influençant les évaluations plus spécifiques, ou ascendant (bottom-up), le sens de la relation causale reste un point à clarifier. Toutefois, les corrélations maintes fois observées entre les mesures de ces 2 concepts permettent de considérer que le niveau mesuré par un questionnaire d’auto-évaluations laisse présager du niveau d’estime de soi. Le Q.A.EV.S., conçu dans un souci de simplicité d’utilisation pour les plus jeunes, tout juste lecteurs, se caractérise par son faible nombre d’items, la rapidité et la facilité de passation. Il a l’intérêt de faire appel explicitement au processus de comparaison sociale que les enfants utilisent spontanément pour construire leur identité. Les passations collectives offrent un retour de données tout à fait suffisant. La fidélité (test-retest, consistance interne) et la validité concourante sont satisfaisantes. Les corrélations avec des instruments de mesure largement utilisés (S.P.P.C et R.S.E.) se révèlent statistiquement significatives à p .001. Le questionnaire d’auto-évaluation semble donc un instrument adéquat pour approcher l’estime de soi que des enfants, même jeunes, peuvent s’attribuer. La difficile question de la structure de ce questionnaire a été posée lors des 2 expériences. Seule la taille de l’échantillon de la 2nde expérience autorisait l’utilisation adéquate d’une modélisation par équation structurale. Le modèle oblique trifactoriel qui met en évidence des dimensions cognitive, sociale et corporelle rejoint les résultats d’études antérieures (Harter, Oubrayrie, Marsh, Campbell….). L’exploitation du questionnaire peut donc être globale ou détaillée selon 3 souséchelles. La multifonctionnalité des évaluations de soi serait donc constatée chez les enfants les plus jeunes d’école élémentaire. Les variations observées, quant aux scores globaux obtenus à ce questionnaire, mettent en évidence un effet du niveau de classe : l’avancée dans le cursus scolaire est accompagnée d’une diminution du niveau d’autoévaluation. Il reste à déterminer si cet effet est lié effectivement à une évolution des pratiques scolaires dans l’avancée dans le cursus, ou n’est que le reflet d’une évolution de maturité et d’une prise en compte plus objective des compétences personnelles. Le type d’établissement suscite également des variations du niveau d’estime. Là encore, l’état actuel de nos recherches ne permet pas de déterminer si cet effet constaté est lié à des pratiques et un encadrement spécifiques dans les zones d’éducation prioritaire. Nous ne pouvons déterminer ici, si des aménagements du temps scolaire particulier à ces écoles, une multiplication des activités, des pratiques pédagogiques spécifiques, des comparaisons sociales intra-écoles aux conséquences particulièrement positives, ou un temps plus long nécessaire à une perception de soi plus objective, sont les explications éventuelles des différences constatées. L’effet de type d’établissement n’est, de plus, que la L’année psychologique, 2006, 106, 513-542 536 Christine Maintier • Daniel Alaphilippe partie visible d’une appartenance à des milieux socio-économiques différents. Toutefois, on peut également constater que cette différence de niveau d’estime est plus visible chez les enfants les plus jeunes. L’analyse des scores aux différentes sous-échelles suivant le niveau de classe permet de nuancer nos constatations premières, notamment en ce qui concerne la variable type d’établissement. Les auto-évaluations semblent être affectées par le type d’établissement surtout en CE1 et CE2. On peut donc s’interroger, en référence aux travaux de Baumrind (1975) et de Lautrey (1984), sur l’influence potentielle de l’appartenance socioéconomique sur les relations familiales, le style éducatif des parents, et par conséquent l’appréhension de soi de l’enfant. D’autre part, l’effet du sexe n’est perceptible que pour la dimension physique. Les filles ayant une image de soi dans ce domaine moins positive que les garçons dans les classes de Cours Moyen. La construction même de l’instrument est à poursuivre, sans pour autant perdre de vue notre volonté première d’avoir à disposition un outil d’usage aisé pour un public le plus large possible. La notion d’importance des domaines d’évaluation, évoquée par Pelham et Swann, et Harter est également une piste à suivre. Ainsi d’autres explorations devront être mises en oeuvre, puisque comme l’estime de soi, l’amélioration d’un outil est un processus dynamique jamais tout à fait abouti. ANNEXES Questionnaire d’auto-évaluation Fais une croix dans la case au-dessus de ta réponse. Pour l’intelligence, tu trouves que tu es,1 par rapport aux enfants de ton âge : 1 Bien moins intelligent que les autres Moins intelligent que les autres Aussi intelligent que les autres Plus intelligent que les autres Beaucoup plus intelligent que les autres Les différents items sont présentés semblablement à celui-ci. L’année psychologique, 2006, 106, 513-542 Validation d’un questionnaire d’auto-évaluation de Soi 537 • Pour faire du dessin, de la musique ou du bricolage, tu trouves que tu es, parmi les enfants de ton âge : Bien moins bon que les autres… Bien meilleur que les autres • Quand tu fais du sport, tu trouves que tu es, parmi les enfants de ton âge : Bien moins bon que les autres… Bien meilleur que les autres • Parmi les enfants de ton âge, tu trouves que tu aimes lire : Bien moins que les autres… Bien plus que les autres • Pour te faire des copains, tu trouves que tu es, parmi les enfants de ton âge : Bien moins à l’aise que les autres… Bien plus à l’aise que les autres • Pour te faire apprécier des adultes, tu trouves que tu es, parmi les enfants de ton âge : Bien moins à l’aise que les autres… Bien plus à l’aise que les autres • Pour dire des choses, tu trouves que tu es, parmi les enfants de ton âge : Bien moins à l’aise que les autres… Bien plus à l’aise que les autres • Pour ton travail à l’école, tu trouves que tu es, parmi les enfants de ton âge : Bien moins bon que les autres… Bien meilleur que les autres • Quand tu penses à ta beauté, parmi les enfants de ton âge, tu trouves que tu es : Bien moins beau que les autres… Bien plus beau que les autres Tableau IX. Statistiques descriptives de l’étude n° 2 (moyenne et erreur-type) Table IX. Descriptive statistics for studie N° 2 (mean and standard error) Écoles ZEP CE1 CE2 CM1 CM2 Écoles Standard Filles Garçons Filles Garçons moy. 7,26 moy. 6,17 moy. 3,36 moy. 4,46 err.type .89 err.type ,98 err.type .80 err.type ,79 moy. 4,02 moy. 6,23 moy. 2,98 moy. 1,43 err.type .86 err.type ,98 err.type .98 err.type ,87 moy. 0,34 moy. 2,07 moy. 0,12 moy. 0,7 err.type .87 err.type 1,07 err.type 1,40 err.type 1,11 moy. -0,04 moy. 2,26 moy. 0,42 moy. 1 err.type 1.16 err.typ 1,21 err.type ,94 err.type ,88 L’année psychologique, 2006, 106, 513-542 538 Christine Maintier • Daniel Alaphilippe BIBLIOGRAPHIE Abrams, D., & Hogg, M.A. (1988). Comments on the motivational status of self-esteem in social identity and intergroup discrimination. European Journal of Social Psychology, 18, 317-334. Anderson, J.C., & Gerbing, D.W. (1988). Structural equation modeling in practice: A review and recommended two-step approach. 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