Clermont-Ferrand, France, le 12 Septembre 2014. Clermont

Transcription

Une revue publiée par NecPlus avec le concours
de l’Université Paris Descartes
Clermont-Ferrand, France, le 12 Septembre 2014.
Clermont Ferrand, France, 12th September 2014.
A l’attention de Catherine Verniers
To Catherine Verniers
Chère Catherine Verniers,
Par la présente lettre, je confirme que votre texte, intitulé « L’EJSAG, une Echelle de
Justification du système Spécifique Au Genre : validation auprès d’une population
d’adolescents et d’adultes » (écrit en collaboration avec Delphine Martinot) a été accepté pour
publication par notre Comité de Lecture dans L’Année Psychologique.
Croyez, chère collègue, à l’assurance de mes sentiments les meilleurs.
Dear Catherine Verniers,
I have the pleasure to inform you that your manuscript entitled "L’EJSAG, une Echelle de
Justification du système Spécifique Au Genre : validation auprès d’une population
d’adolescents et d’adultes " (with Delphine Martinot) has been accepted for publication in
L'Année Psychologique.
Sincerely,
Ludovic FERRAND
Directeur scientifique de L’Année Psychologique
Editor-in-Chief of L'Année Psychologique
Directeur scientifique : Ludovic FERRAND
34, Avenue Carnot – 63037 Clermont-Ferrand, FRANCE
Tél : (33-1) 04 73 40 62 87 – Fax : (33-1) 04 73 40 61 14
e-mail : [email protected]
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L’EJSAG, une Echelle de Justification du système Spécifique Au Genre :
Validation auprès d’une population d’adolescents et d’adultes
Catherine Verniers et Delphine Martinot1
Nombre de mots (excl. résumés et annexe): 10 925
1
Note des auteures
Catherine Verniers et Delphine Martinot, Laboratoire de Psychologie Sociale et
Cognitive UMR CNRS 6024, Clermont Université, Université Blaise Pascal, ClermontFerrand, France
Cette recherche a bénéficié du financement GENIM – ANR 11 INEG 002 01.
Les correspondances relatives à cet article doivent être adressées à Catherine Verniers
ou à Delphine Martinot, LAPSCO, 34 avenue Carnot, 63000 Clermont-Ferrand, France.
E-mail: [email protected] or Delphine Martinot, E-mail:
[email protected], Téléphone: +33 473 406 460; Fax: +33 473 406
482.
(
1(
Résumé
L’objectif de la présente étude est de proposer une échelle de justification du système
spécifique au genre en langue française, l’EJSAG, validée auprès d’une population de
662 participants, adolescents et adultes. Dans les études 1 et 2, des analyses factorielles
exploratoires puis confirmatoires ont permis de retenir une échelle unifactorielle en huit
items. Dans l’étude 3, les validités convergentes et discriminantes de l’EJSAG ont été
établies. Des différences de sexe conformes aux résultats régulièrement observés dans la
littérature ont également été mises en évidence : les participants présentant des scores
moyens plus élevés que les participantes sur cette échelle. Enfin, les alpha de Cronbach
sont satisfaisants dans l’ensemble des échantillons. Cet outil est susceptible de
contribuer à la compréhension des mécanismes sous-tendant le maintien des inégalités
de genre chez les adolescents et les adultes, et de faciliter l’étude de la justification du
système de genre d’un point de vue développemental.
Mots clés : échelle, justification du système, genre.
(
2(
Abstract
The aim of the present research is to provide a French version of the gender specific
justification scale (EJSAG) validated among adolescents and adults. A total of 662
participants, adolescents and adults, took part in three studies intended to validate
EJSAG. In Studies 1 and 2, exploratory and confirmatory factor analyses led to retain
an 8-items unifactorial scale. In Study 3, the convergent/discriminant validity test for
EJSAG was satisfactory. Moreover, as in previous research, results highlighted
significant mean differences between participants as a function of their gender: the male
participants’ mean scores on EJSAG were higher than the females’ ones. Finally,
Cronbach’s alpha indicated good internal reliability across all samples. EJSAG is likely
to contribute to a better understanding of the mechanisms underlying the perpetuation of
gender inequalities among adolescents and adults, and to facilitate the study of the
gender system justification from a developmental perspective.
Keywords : scale, system justification, gender, adolescents, adults.
(
3(
L’EJSAG, une Echelle de Justification du système Spécifique Au Genre :
Validation auprès d’une population d’adolescents et d’adultes
1- La justification du système
Depuis la première présentation de la théorie de la justification du système par
Jost et Banaji (1994) et la formalisation de ses principes fondamentaux (Jost &
Hunyady, 2002), la popularité de cette perspective dans le champ de la psychologie
sociale ne s'est pas démentie (e.g., Jost, Kay, & Thorisdottir, 2009). La justification du
système consiste à défendre, soutenir, et justifier les structures sociales, économiques et
politiques telles qu’elles sont (Jost, Banaji, & Nosek, 2004). Les recherches dans ce
domaine ont contribué à accroître notre connaissance des causes (Jost et al., 2004; Jost
& Hunyady, 2002; Kay et al., 2009; Laurin, Shepherd, & Kay, 2010) et des
conséquences (e.g., Jost & Burgess, 2000; Jost et al., 2012; Kay, Jost, & Young, 2005)
de la motivation à la justification du système. Plus spécifiquement, les auteurs ont mis
en évidence un lien entre la tendance à la justification du système et certaines
caractéristiques dispositionnelles parmi lesquelles l’orientation à la dominance sociale,
le conservatisme politique ou encore l’adhésion à l’idéologie méritocratique (e.g., Jost
& Hunyady, 2002, 2005). De nombreuses recherches ont également souligné le rôle des
variables contextuelles dans l’augmentation de la motivation à la justification du
système. Elles ont mis en évidence, en particulier, que l’exposition à des situations
d’injustice ou d’inégalité réduisait la perception de justice du système et, par conséquent,
augmentait la motivation, consciente et inconsciente, à restaurer la croyance en un
système juste (e.g., Hafer, 2000; Jost & Burgess, 2000; Kay & Jost, 2003; Kay et al.,
2009). Les auteurs se sont initialement intéressés aux conséquences de la motivation à
la justification du système en termes de régulations psychologiques et ont suggéré que
(
4(
le favoritisme pro-exogroupe, la stigmatisation des victimes d’agression, ou encore la
rationalisation des écarts de statuts entre les groupes par le biais des stéréotypes
pouvaient être attribués, au moins en partie, à la motivation à la justification du système
(Jost et al., 2004). De tels effets ont été mis en évidence dans des groupes naturels tels
que les minorités ethniques et les femmes (Ashburn-Nardo & Johnson, 2008; Jost &
Kay, 2005; Major et al., 2002; O’Brien & Major, 2005; Ståhl, Eek, & Kazemi, 2010),
mais aussi dans des groupes artificiels dont le statut a été expérimentalement dégradé
(Haines & Jost, 2000; Jost & Burgess, 2000). Très récemment, quelques auteurs ont
étudié les possibles conséquences comportementales de la motivation à justifier le
système (Becker & Wright, 2011; Jost et al., 2012). Jost et ses collaborateurs (Jost et al.,
2012) ont ainsi montré, en milieu naturel, que la motivation à justifier le système était
reliée négativement aux intentions de protestations collectives dirigées contre les
politiques inéquitables.
Dans le cadre spécifique des inégalités de genre, la justification du système est
définie de la façon suivante : lorsque le système de genre ayant cours est perçu équitable,
légitime, et justifié (Kay & Jost, 2003). Les principales recherches sur la justification du
système spécifique au genre ont été conduites dans le but d’explorer la fonction
justificatrice des stéréotypes de genre et idéologies sexistes. Parmi ces idéologies
sexistes et légitimatrices se trouve le sexisme bienveillant (e.g., Rudman & Glick, 2008;
Sibley, Overall, & Duckitt, 2007; Silván-Ferrero & López, 2007) qui consiste à
percevoir les femmes de manière positive mais stéréotypée (Glick & Fiske, 1996). Jost
et Kay (2005) ont pu montrer que la simple exposition au sexisme bienveillant, ou à des
traits stéréotypiquement féminins (e.g., prévenante, chaleureuse), conduisaient les
femmes à davantage soutenir le statu quo social. D’autres études ont complété ces
résultats en indiquant que l’adhésion aux stéréotypes de genre, de même que l’auto-
(
5(
stéréotypie, renforçaient la justification du système chez les femmes exposées à une
situation d’inégalité défavorable à leur propre groupe de genre (Laurin, Kay, &
Shepherd, 2011) et réciproquement, que la motivation à justifier le système conduisait
les femmes à se décrire de manière conforme au stéréotype (McCoy & Major, 2007).
Récemment, Becker et Wright (2011) ont montré que les femmes justifiant fortement le
système spécifique au genre étaient également moins enclines à agir collectivement
pour améliorer le statut de leur propre groupe de genre.
Cependant, relativement peu d’études se sont intéressées à la justification du
système d’un point de vue développemental (Baron & Banaji, 2009 pour une revue ;
Henry & Saul, 2006) et plus rares encore sont les recherches portant sur la justification
du système spécifique au genre chez les adolescents (Silván-Ferrero & López, 2007).
L’objectif de la présente étude est de contribuer au développement de ce domaine de
recherche en fournissant un outil de mesure de la justification du système spécifique au
genre validé auprès d’une population adolescente. Une telle mesure est en effet
indispensable à l’étude précoce, c’est-à-dire auprès de jeunes filles et de jeunes garçons,
des processus psychologiques et sociaux permettant une légitimation de la hiérarchie
entre les hommes et les femmes, aux dépens même des intérêts personnels et groupaux
du groupe dominé (e.g., Jost & Hunyady, 2002). En dépit de nombreuses améliorations
dans leur réussite académique et professionnelle, les femmes demeurent en effet dans
une position de dominées par rapport aux hommes comme en témoignent les inégalités
salariales, leur sous-représentation dans les postes de pouvoir, la répartition inéquitable
des tâches domestiques ou encore la violence conjugale (Haut Conseil à l’Egalité entre
les Femmes et les Hommes (HCEFH), 2013).
2- La justification du système est présente chez les adolescents
(
6(
Plusieurs études ont fourni des preuves d’une tendance à la justification du
système social en général chez les enfants dès l’âge de cinq ans, sur des mesures
implicites comme explicites (Baron & Banaji, 2009). Baron et ses collaborateurs (Baron,
Shusterman, Bordeaux, & Banaji, 2004, cités dans Baron & Banaji, 2009) ont par
exemple exploré le biais de favoritisme pro-endogroupe chez de jeunes afro-américains
de cinq à 12 ans. Les résultats ont mis en évidence chez ces enfants et jeunes
adolescents une absence de préférence pour l’endogroupe, suggérant une internalisation
précoce de la hiérarchie entre les groupes ethniques. De la même façon, dans l’un des
pays les plus pauvres au monde, la Bolivie, Henry et Saul (2006) ont évalué l’adhésion
aux croyances justifiant le système social chez des adolescents de 10 à 15 ans, en
mesurant les attitudes envers l’action du gouvernement (e.g., « Les individus en charge
de notre pays le gouvernent de manière satisfaisante »). Les résultats ont mis en
évidence que les adolescents indigènes, les pauvres parmi les pauvres comparés aux
adolescents métisses ou hispaniques, soutenaient l’action du gouvernement plus que
leurs pairs issus de groupes de statut moins désavantagés. L’ensemble de ces résultats
suggère que les enfants et adolescents issus de minorités de faible statut social non
seulement internalisent le statut désavantagé de leur endogroupe, mais de surcroît
adhèrent aux croyances justifiant le statu quo, croyances qui contribuent à maintenir une
hiérarchie sociale qui leur est défavorable. Des résultats comparables ont été mis en
évidence en France, dans une étude menée auprès d’adolescents et de jeunes adultes.
Elcheroth et Spini (2007) ont en effet constaté que les jeunes d’origine sociale modeste,
ancrés dans un contexte marqué par l’exclusion sociale, justifiaient davantage le
système en place, et notamment le système économique, que les jeunes issus de groupes
privilégiés.
En dehors de ces quelques études sur la justification du système social diffus et du
(
7(
système économique, à notre connaissance, aucune recherche n’a directement exploré
l’existence, sur une population adolescente, d’une justification des inégalités entre les
femmes et les hommes. Aussi l’objectif principal de la présente étude est-il de faciliter
le développement des recherches sur la justification du système spécifique au genre
auprès des adolescents francophones, en proposant une mesure de la justification de ce
système adaptée à cette population spécifique.
3- Une probable justification du système de genre chez les adolescents
Il est étonnant de constater qu’aucune étude n’a examiné l’existence chez les
adolescents d’une justification des inégalités entre les femmes et les hommes. Pourtant,
nombre d’éléments suggèrent que les adolescents pourraient être motivés à justifier le
système de genre. En effet, les adolescents sont conscients des inégalités de genre (Neff,
Cooper, & Woodruff, 2007; Spears Brown & Bigler, 2004), et la connaissance d’une
inégalité entre les groupes et/ou les individus, parce qu’elle menace la croyance selon
laquelle le système est équitable, favorise la manifestation de la motivation à la
justification (e.g., Hafer, 2000; Jost & Hunyady, 2002; Kay et al., 2009, 2005). Neff et
ses collègues (2007) ont étudié le développement de la perception des inégalités de
genre auprès d’enfants et d’adolescents américains âgés de 7 à 15 ans. Ils ont observé en
premier lieu une augmentation linéaire de la perception des inégalités de genre, dans le
sens d’une connaissance accrue de la domination masculine. De plus, les auteurs ont
mis en évidence des variations dans la perception des inégalités de genre en fonction
des domaines pris en compte, les adolescents percevant les domaines de la politique et
du travail plus inégalitaires que celui du foyer. Les auteurs en ont conclu que la
perception des inégalités de genre était dépendante des inégalités manifestes. Le
corollaire de cette observation est que les adolescents américains devraient percevoir
(
8(
plus ou moins d’inégalités selon le contexte géographique et social dans lequel ils
évoluent, ces contextes étant eux-mêmes caractérisés par des relations de genre plus ou
moins égalitaires (Neff et al., 2007). Par conséquent, peut-on s’attendre à cette même
prise de conscience des inégalités de genre chez les jeunes Français et Françaises ?
En France, si les droits des femmes ont progressivement évolué depuis quelques
décennies (Centre National d’Information sur les Droits des Femmes et des Familles
CNIDFF, 2013), il n’en demeure pas moins que les femmes restent désavantagées dans
les sphères publiques autant que privées. Ainsi par exemple, dans la sphère
professionnelle, les femmes sont sous-représentées dans les postes de direction et leurs
salaires restent globalement inférieurs à ceux des hommes (Organisation pour la
Coopération et le Développement Economique (OCDE), 2011) ; dans la sphère
politique, le taux de participation et la visibilité des femmes demeurent plus faibles que
celui des hommes (HCEFH, 2013) ; dans la sphère familiale enfin, les femmes
participent plus aux tâches domestiques, et sont plus fréquemment victimes de violences
au sein du couple que les hommes (HCEFH, 2013). De plus, les inégalités entre femmes
et hommes font régulièrement l’objet de campagnes de communication nationales et les
notions de sexisme et d’inégalités de genre sont inscrites au socle commun des
compétences en fin d’école primaire (Ministère de l’Education Nationale (MEN), 2013).
Dés lors, et en accord avec les travaux de Neff et ses collègues (2007), les adolescents
français doivent avoir connaissance de ces disparités persistantes entre femmes et
hommes. Par ailleurs, si la théorie de la justification du système postule l’existence
d’une motivation fondamentale à justifier le système (Jost et al., 2004), cette motivation
est accrue dans des contextes d’inégalités manifestes. En effet, la perception d’inégalités
entre les groupes est propre à menacer la légitimité et l’équité du système. La théorie de
la justification du système postule qu’une telle menace accroît la motivation à défendre
(
9(
le statu quo (Kay et al., 2005). Par conséquent, si les adolescents français ont
conscience des inégalités de genre à l’œuvre dans notre société, alors il est probable
qu’ils et elles soient également motivés à justifier ces inégalités.
Un autre argument en faveur de la présence d’une justification du système de
genre chez les adolescents provient du fait que ces derniers adhèrent à des croyances
reliées au sexisme bienveillant, considéré comme une idéologie légitimatrice (Rudman
& Glick, 2008; Sarlet & Dardenne, 2012; Sibley et al., 2007; Silván-Ferrero & López,
2007). Enfin, les adolescents ont tendance à justifier les inégalités entre groupes, même
au détriment de leur propre groupe comme l’ont montré Henry et Saul (2006) chez les
adolescents boliviens ou Elcheroth et Spini (2007) en France. Malgré ces fortes
présomptions, des preuves directes de la justification des inégalités de genre par les
adolescents font défaut. Pourtant, de telles connaissances s’avèrent cruciales dans une
perspective d’amélioration du statut des femmes. En effet, les adolescents et jeunes
adultes sont confrontés à des choix qui, au-delà de leurs conséquences strictement
personnelles, ont nécessairement des implications au niveau social. Les orientations
scolaires des filles, par exemple, peuvent être considérées comme problématiques dès
lors que les filles restent sous-représentées dans les filières d’études les plus
prestigieuses, contribuant ainsi au maintien du faible statut des femmes (Meece, Glienke,
& Burg, 2006) en dépit de plusieurs décennies de progrès constant en terme de réussite
académique (e.g., Eurydice, 2010 ; OCDE, 2011). Par conséquent, étudier la
justification du système spécifique au genre à la fois comme cause et comme
conséquence des attitudes et comportements des adolescents est une étape décisive
« pour comprendre les suppositions et croyances sous-jacentes qui [les] conduisent à
répondre d’une façon qui perpétue, plutôt qu’elle ne rectifie, les inégalités qu’ils
observent » (Olson, Dweck, Spelke, & Banaji, 2011, p. 284).
(
10(
4- Adapter la mesure de justification du système spécifique au genre pour des
adolescents français
Jost et Kay, dans leur étude de 2005 qui fait dorénavant référence, ont fourni des
preuves directes de la fonction justificatrice des stéréotypes de genre, au moyen d’une
échelle de justification du système ciblant spécifiquement les inégalités entre les
femmes et les hommes. Il s’agit d’une échelle en huit items issus d’une adaptation
d’items précédemment développés pour mesurer la justification du système social en
général (i.e., échelle de justification du système diffus) (Kay & Jost, 2003). L’échelle de
justification du système de genre est destinée à mesurer à quel point les individus
défendent, soutiennent et justifient l’état actuel des relations entre les hommes et les
femmes, et la division des rôles de genre. Toutefois, un premier problème est lié au fait
que cette échelle de justification du système spécifique au genre (Jost & Kay, 2005) n’a
fait l’objet d’aucune procédure de validation comme nous la proposons dans la présente
recherche. De plus, dans cette échelle, un certain nombre des items proposés présentent
des limites dans l’optique d’une utilisation auprès d’un public jeune d’une part, et d’une
culture européenne d’autre part, interdisant de ce fait une simple traduction des items
originaux. En effet, la version originale de l’échelle de justification du système
spécifique au genre inclut des items inversés et, comme l’ont souligné plusieurs
recherches (e.g., Marsh, 1986, 1996; Swain, Weathers, & Niedrich, 2008; Wong,
Rindfleisch, & Burroughs, 2003), les items ordinaires et les items inversés ne mesurent
pas nécessairement les mêmes construits sous-jacents. Ce problème est particulièrement
prononcé quand les items inversés sont utilisés auprès d’enfants (Marsh, 1986), mais a
également été mis en évidence auprès des lycéens et étudiants à l’université (Marsh,
1996). Qui plus est, l’utilisation d’items inversés peut conduire à des erreurs
systématiques de mesure, conséquences de réponses incorrectes ou confuses, une limite
(
11(
qui peut passer inaperçue en raison de son faible impact sur les indices de consistance
interne (Hughes, 2009). Par conséquent, conformément aux recommandations de Marsh
(1996), nous avons fait le choix de ne pas utiliser d’items inversés dans la présente
étude.
Une autre difficulté réside dans la pertinence de certains items pour des
participants non américains. En particulier, la proposition selon laquelle « La France
[Les Etats-Unis] est pour les femmes, le meilleur pays du monde où vivre » implique
une comparaison entre nations, allant même jusqu’à suggérer un certain patriotisme. Or,
il apparaît que la signification d’une telle proposition peut différer assez largement entre
des participants américains et des participants européens dans la mesure où le
patriotisme reste une valeur moins prépondérante dans les pays européens comparés aux
Etats-Unis. Ainsi, selon le Programme International d’Enquêtes Sociales (Smith & Kim,
2006) mené dans 33 pays, alors que les Etats-Unis dominent le classement sur la
dimension de la fierté nationale, le premier pays européen – le Danemark – apparaît
seulement à la 11e place, tandis que la France n’atteint que la 26e place. Cet exemple
pose la question de la pertinence des items de l’échelle originale pour des populations
non-américaines. Becker et Wright (2011) ont été confrontés à ce même problème dans
une recherche menée en Allemagne. Dans leur étude sur les conséquences des
idéologies sexistes sur la participation à des actions collectives, les auteurs se sont vus
contraints de n’utiliser que quatre des huit items de l’échelle de justification du système
spécifique au genre, et ce, parce que les scores concernant la moitié des items originaux
présentaient une fiabilité insuffisante avec des participants allemands. Ainsi, Becker et
Wright (2011) ont écarté les items suivants : « Les rôles de genre doivent être
radicalement restructurés », « L’Allemagne [Les Etats-Unis] est pour les femmes, le
meilleur pays du monde où vivre », « La plupart des politiques touchant au genre et à la
(
12(
division du travail servent l’intérêt général », « Le sexisme dans la société empire
chaque année ». Dans la présente recherche, nous nous sommes efforcées de répondre à
ces limites, afin de proposer un instrument de mesure de la justification du système
spécifique au genre à la fois adapté à une population d’adolescents, d’adultes, et au
contexte français.
5- Enjeu d’une échelle de justification du système spécifique au genre adaptée de
l’adolescence à l’âge adulte
Au niveau intra-individuel, une échelle de justification du système spécifique au
genre aura pour intérêt de permettre l’étude du niveau de justification en fonction de
variables individuelles (e.g., adhésion à des croyances justificatrices) et contextuelles
(e.g., saillance des inégalités) pour prédire à plus ou moins long terme les attitudes et les
comportements à l’égard des femmes et des hommes ou pour examiner son rôle dans la
formulation des choix de carrière. Au niveau sociétal, cette échelle faciliterait l’étude
des déterminants précoces du maintien des inégalités sociales, mais aussi l’évaluation
des effets sur la justification du système à court et à long terme des programmes
d’éducation à l’égalité entre les filles et les garçons prônés par le Ministère de
l’Education Nationale. Pour répondre à ces enjeux scientifiques, une perspective
développementale adossée à des études longitudinales permettrait d’accroître la
connaissance des conséquences à long terme, d’une part, d’une justification précoce du
système, et d’autre part, des actions menées pour favoriser l’égalité entre les genres.
Dans cette optique, l’échelle envisagée doit permettre la mesure de la justification du
système spécifique au genre de manière fiable à la fois chez les adolescents et chez les
adultes. Elle permettrait dès lors d’examiner les différences de scores de justification
spécifique au genre en fonction de l’âge des participants. Considérant que la
(
13(
connaissance des inégalités de genre s’accentue au cours du développement (Neff et al.,
2007), et que l’exposition aux inégalités accroît la motivation à justifier le statu quo
(Kay et al., 2005) nous pouvons faire l’hypothèse d’une accentuation de la justification
du système avec l’âge.
Trois études ont dès lors été réalisées, incluant des adolescents et des adultes et
impliquant un total de 662 participants. La première étude avait pour objectif la
construction de l’échelle de justification du système spécifique au genre, la deuxième
étude était destinée à en déterminer la structure factorielle, enfin la troisième étude a
permis d’en examiner les propriétés métrologiques.
6- Étude 1 : Construction de l’échelle de justification du système spécifique au
genre
6.1- Participants
Pour cette première étude consacrée à la construction de l’échelle, nous avons
choisi un échantillon d’élèves de 3e. En effet, dans une perspective de compréhension
des liens entre la justification du système et les attitudes et comportements des
adolescents, il semble pertinent de se focaliser sur cette étape charnière que constitue la
dernière année de collège, puisque les filles et garçons sont amenés à formuler des choix
d’orientation, choix qui potentiellement peuvent contribuer à maintenir les inégalités de
genre. Cet échantillon (Échantillon adolescent 1) est composé de 190 adolescents (94
filles et 96 garçons), l’âge moyen des participants est de 14.17 ans (écart-type = .52) (cf.
Tableau 1). Ces participants ont été recrutés dans deux collèges publics (que nous
nommerons collège A et collège B) situés dans l’aire urbaine d’une capitale régionale.
Ces collèges sont considérés comme favorisés ou plutôt favorisés (Beaurenaut, 2011).
Le consentement parental a été obtenu pour tous les participants qui ont, de surcroît,
(
14(
participé volontairement à l’étude.
Tableau 1
Caractéristiques des échantillons adolescents et adultes
Characteristics of adolescents’ and adults’ samples
Échantillon
adolescents 1
(étude 1)
Collège
Échantillon
Échantillon
Échantillon
adolescents 2
adultes 1
adultes 2
(étude 2)
(étude 2)
(étude 3)
A
B
C
D
-
-
91
99
77
95
-
-
Féminin
44
50
36
42
70
188
Masculin
47
49
40
52
12
29
Effectif
Sexe
Âge
Mesures
complétées
14.17
14.4
19.01
20.28
(ET = .52)
(ET = .79)
(ET = 1.2)
(ET = 1.98)
- 17 items de
17 items de
17 items de
- 8 items de
construction de
construction
construction
l’EJSAG
l’EJSAG
de l’EJSAG
de l’EJSAG
- Croyance en
- Croyance en
un monde
un monde juste
juste
- Équilibre et
- Sexisme
complémentarité
ambivalent
6.2- Mesures
Le but dans cette première étude est d’établir le contenu de l’échelle. En raison
des limites mentionnées précédemment, nous avons fait le choix de ne pas traduire
(
15(
strictement l’échelle de Jost et Kay (2005), mais plutôt de reformuler certains des items
originaux et d’en générer de nouveaux. Concernant les items issus de l’échelle de Jost et
Kay (2005), nous nous sommes référées à la littérature pour écarter les items inversés et
les items ayant démontré une fiabilité insuffisante dans des études européennes (Becker
& Wright, 2011 ; Marsh, 1996). Nous avons conservé quatre items de l’échelle originale
mais en les reformulant pour faciliter leur compréhension par des élèves de troisième.
Ces items, qui se réfèrent aux sphères publique et privée, sont les suivants : « Dans
notre société, les hommes et les femmes sont traités de manière équitable », « Un
homme et une femme peuvent devenir riches et heureux autant l’un que l’autre », « En
général, notre société permet autant aux hommes qu’aux femmes d’avoir ce qu’ils
méritent », « Dans une famille, il y a beaucoup de choses à faire. En général, l’homme
et la femme font ces choses autant l’un que l’autre ». Ces items ont été complétés par
trois items apparentés mais formulés différemment, toujours dans le but d’en maximiser
la compréhension par les adolescents (« Les hommes et les femmes partent avec les
mêmes chances dans la vie », « Un homme et une femme se complètent bien car chacun
a ses propres qualités », « Dans une famille, l’homme et la femme ont chacun leur
rôle »). Nous avons également choisi d’intégrer des items faisant explicitement
référence à la justification du système de genre dans la sphère professionnelle. Dans
l’échelle originale, un seul item fait référence au marché du travail (i.e., « La plupart des
politiques touchant au genre et à la division du travail servent l’intérêt général »), alors
que les inégalités de genre sont tout particulièrement prégnantes dans ce domaine
(HCEFH, 2013) et sont donc à même de contribuer fortement aux jugements quant à
l’équité du système de genre. D’ailleurs, les chercheurs manipulent régulièrement des
contextes d’inégalités professionnelles entre femmes et hommes pour en étudier les
effets sur le niveau de justification du système (e.g., Jost & Kay, 2005; McCoy & Major,
(
16(
2007). Par conséquent, nous avons choisi d’intégrer les cinq items suivants à notre
construction d’échelle : « Le monde professionnel donne les mêmes chances aux
femmes qu’aux hommes », « Les femmes et les hommes ont des personalités différentes,
donc leurs carrières sont différentes », « En travaillant dur, les hommes et les femmes
obtiennent autant ce qu’ils veulent », « En général, les salaires des hommes et des
femmes correspondent à leurs compétences », « Au travail, les hommes et les femmes
ont les mêmes chances de devenir chef ». Enfin, nous avons également choisi d’ajouter
plusieurs items relatifs aux relations de genre, et plus spécifiquement au sexisme. Ce
choix se justifie par l’importance des travaux ayant théorisé le sexisme comme une
idéologie justificatrice, et ayant utilisé les mesures de sexisme comme des indicateurs
de justification (e.g., Becker & Wright, 2011; Calogero & Jost, 2011; Glick & Fiske,
1996; Sarlet & Dardenne, 2012; Sibley et al., 2007; Ståhl et al., 2010). Nous avons
généré plus spécifiquement des items relatifs au déni du sexisme, pour correspondre au
mieux à la signification de l’item original formulé par Jost et Kay (2005) (i.e., « Le
sexisme dans la société empire chaque année », item inversé). Ainsi, nous avons
introduit les cinq items suivants : « Les vrais cas de harcèlement sexuel sont rares »,
« Les femmes peuvent éviter de subir des comportements machos si elles le veulent »,
« Les femmes exagèrent quand elles se plaignent du comportement que certains
hommes ont envers elles », « Si les femmes et les hommes restent à leur place, alors la
société est plus harmonieuse », « Les gens exagèrent quand ils disent que notre société
donne plus de pouvoir aux hommes qu’aux femmes ».
En plus des 17 items destinés à la construction de l’échelle de justification du
système de genre, les participants ont complété l’échelle de croyance en un monde juste
(Dalbert, 1999) et l’échelle d’équilibre et complémentarité (Kay & Jost, 2003), ces
mesures étant destinées, dans l’étude 3, à tester les validités convergente et
(
17(
discriminante de l’outil. L’ordre de présentation des mesures a été contrebalancé entre
les participants.
6.3- Procédure
Les données ont été recueillies lors de passations collectives d’une durée
approximative de 30 minutes. Pour les trois mesures, les participants devaient indiquer
leur degré d’accord ou de désaccord avec chacun des items, sur des échelles de type
Likert en 7 points allant de 1 (Je ne suis pas du tout d’accord) à 7 (Je suis tout à fait
d’accord). Avant chaque passation, les participants étaient assurés de l’anonymat de
leurs réponses.
6.4- Résultats
Une analyse factorielle avec rotation oblique (SPSS 20) a été conduite sur les 17
items initiaux complétés par les participants. Un examen préalable de la distribution des
variables ayant mis en évidence une déviation à la normale notable pour tous les items,
nous avons choisi d’utiliser la méthode d’extraction des moindres carrés non pondérés,
méthode qui ne fait pas de postulat sur la distribution des variables observées (Flora,
LaBrish, & Chalmers, 2012). Un facteur fort et quatre facteurs plus faibles avec une
valeur propre supérieure à 1 ont émergé des analyses. Trois des cinq facteurs ne faisant
pas sens d’un point de vue théorique, une solution retenant uniquement deux facteurs a
été examinée (cf. Tableau 2). Le premier facteur (valeur propre = 4.46) rendait compte
de 26.22% de la variance et était composé de 8 items relevant de la perception d’égalité
entre femmes et hommes dans la société, le milieu professionnel et la sphère privée. Le
second facteur (valeur propre = 1.59) rendait compte de 9.33% de la variance et les
quatre items le composant reflétaient exclusivement le déni du sexisme. La corrélation
entre les deux facteurs retenus est de .45.
(
18(
Tableau 2
Coefficients de saturation de l'analyse factorielle exploratoire avec rotation Oblimin
Factor loadings of the exploratory factor analysis with Oblimin rotation
Item
Coefficient de saturation
Facteur 1
1. Les hommes et les femmes partent avec les mêmes
Facteur 2
.72
chances dans la vie.
2. En général, notre société permet autant aux hommes
.69
qu’aux femmes d’avoir ce qu’ils méritent.
3. Au travail, les hommes et les femmes ont les mêmes
.59
chances de devenir chef.
4. En travaillant dur, les hommes et les femmes obtiennent
.52
autant ce qu’ils veulent.
5. Dans une famille, il y a beaucoup de choses à faire. En
.52
général, l’homme et la femme font ces choses autant l’un
que l’autre.
6. Un homme et une femme peuvent devenir riches et
.52
heureux autant l’un que l’autre.
7. En général, les salaires des hommes et des femmes
.50
correspondent à leurs compétences.
8. Le monde professionnel donne les mêmes chances aux
.48
femmes qu’aux hommes.
9. Les vrais cas de harcèlement sexuel
.62
sont rares.
10. Les femmes exagèrent quand elles se plaignent du
(
.56
19(
comportement que certains hommes ont envers elles.
11. Si les femmes et les hommes restent à leur place,
.48
alors la société est plus harmonieuse.
12. Les gens exagèrent quand ils disent que notre société
.47
donne plus de pouvoir aux hommes qu’aux femmes.
Note. Seuls les coefficients de saturation supérieurs à .45 sont indiqués dans le tableau.
Note. Only the factor loadings greater than .45 are indicated.
6.5- Discussion
La structure factorielle mise en évidence par cette analyse se distingue de la
structure de l’échelle proposée (mais non analysée) par Jost et Kay (2005). En effet,
tandis que les items mesurant le déni du sexisme émergent comme facteur à part entière
dans notre analyse, l’échelle originale inclut un item spécifiquement relié à cette
croyance (i.e., « le sexisme dans la société empire chaque année », item inversé),
suggérant que le déni du sexisme n’est pas indépendant des autres croyances soutenant
la justification du système à l’égard des hommes et des femmes. Cependant, les
résultats de la présente étude sont consistants avec d’autres travaux utilisant le déni du
sexisme comme indicateur spécifique et indépendant de la justification du système (e.g.,
McCoy & Major, 2007; Son Hing et al., 2011; Ståhl et al., 2010). Afin de prendre en
compte ces résultats apparemment contradictoires, et ainsi de tester si le déni du
sexisme doit être considéré comme partie intégrante de l’échelle de justification du
système de genre ou comme un indicateur indépendant, nous avons examiné dans
l’étude suivante l’adéquation aux données de chaque alternative : une structure
unifactorielle, incluant uniquement les items relatifs à la perception de l’égalité entre les
femmes et les hommes, et une structure à deux facteurs, combinant les items relatifs à la
perception de l’égalité du système de genre sur le premier facteur, et les items relevant
(
20(
du déni du sexisme sur le deuxième facteur.
7- Étude 2 : Validation et contre-validation de la structure factorielle de l’échelle
Cette deuxième étude destinée à valider la structure factorielle de l’échelle donne
l’opportunité, à l’aide d’analyses factorielles confirmatoires (AFC), de comparer la
pertinence d’une mesure unifactorielle de la justification du système de genre basée sur
la perception de l’égalité entre les femmes et les hommes, et celle d’une mesure bifactorielle y associant des items relevant du déni du sexisme. De plus, conformément à
notre objectif de validation d’un outil à visée développementale, nous avons conduit
cette étude auprès de participants adolescents et adultes.
7.1- Participants
L’échantillon d’adolescents (Échantillon adolescents 2) est composé de 172
élèves de 3e (78 filles et 92 garçons, deux participants n’ont pas précisé leur sexe), l’âge
moyen des participants est de 14.4 ans (écart-type = .79) (cf. Tableau 1). Afin de
diversifier nos populations d’étude, ces participants ont été recrutés dans deux collèges
(C et D) différents de ceux de l’étude 1 mais toujours situés dans l’aire urbaine de la
même capitale régionale. Le collège C est un établissement considéré comme favorisé
alors que le collège D est pour sa part un établissement dit défavorisé. A ce titre, il est
inclus dans un dispositif « Ambition Réussite », destiné à lutter contre les inégalités
sociales et économiques dans les établissements du secondaire. Le consentement
parental a été obtenu pour tous les participants qui ont, de surcroît, participé
volontairement à l’étude. L’échantillon d’adultes (Échantillon adultes 1) est composé de
82 étudiants de psychologie (70 femmes et 12 hommes, âge moyen = 19.01, écart-type
= 1.2) (cf. Tableau 1). Les étudiants, tous volontaires, ont reçu des heures
expérimentales en échange de leur participation.
(
21(
7.2- Mesure et procédure
Les participants des deux groupes d’âge ont tous répondu aux 17 items de départ
de l’échelle de justification du système de genre, à l’aide d’échelles de type Likert en 7
points, allant de 1 (Je ne suis pas du tout d’accord) à 7 (Je suis tout à fait d’accord). Le
recueil des données a eu lieu pour les élèves de 3e dans leur classe habituelle, au cours
de passations collectives d’une durée approximative de 20 minutes. Le recueil des
données a eu lieu pour les étudiants au cours de passations individuelles d’une durée de
15 minutes environ. Avant chaque passation, les participants étaient assurés de
l’anonymat de leurs réponses.
7.3- Résultats
Nous avons conduit les premières AFC (R 2.15.2) sur l’échantillon
d’adolescents. L’ajustement aux données de chaque modèle (i.e., unifactorielle vs bifactorielle) a été estimé à l’aide des indices chi carré de Satorra-Bentler (S-B X) : CFI
(Comparative Fit Index) et TLI (Tucker-Lewis Index), pour lesquels une valeur
supérieure à .90 indique un ajustement acceptable et une valeur supérieure à .95 un
ajustement excellent (Hu & Bentler, 1999; Marsh, Hau, & Wen, 2004); SRMR
(Standardized Root Mean square Residual), pour lequel une valeur de .08 ou moins est
recommandée et RMSEA (Root Mean Square Error of Approximation) assorti de son
intervalle de confiance, pour lequel la valeur la plus faible doit inclure ou être proche de
zéro et la valeur la plus élevée doit être inférieure à .08 (Kenny, 2012). Comme décrit
précédemment, la distribution des variables s’écarte notablement d’une distribution
normale, par conséquent nous avons utilisé une correction de Satorra-Bentler comme
recommandé dans la littérature (Hu & Bentler, 1999; Powell, Stern, Krohn, & Ardoin,
2011; Satorra & Bentler, 1994). L’examen des indices indique que les deux modèles
diffèrent sensiblement dans leur ajustement aux données (cf., Tableau 3, échantillon
(
22(
adolescents 2). Plus précisément, le modèle incluant uniquement les items relatifs à la
perception d’égalité entre femmes et hommes rend compte des données de manière
légèrement plus satisfaisante que le modèle incluant ces mêmes items et les items de
déni du sexisme.
En complément des AFC obtenues sur l’échantillon composé d’adolescents, deux
AFC ont également été conduites sur l’échantillon composé d’étudiants (cf. Tableau 3,
échantillon adultes 1). Cette fois encore, les résultats mettent en évidence des indices
d’ajustement un peu plus satisfaisants pour le modèle unifactoriel que pour le modèle
bi-factoriel. L’examen du test chi-carré de différence entre les deux modèles (Tableau
3) confirme la supériorité du modèle unifactoriel sur le modèle bi-factoriel.
Tableau 3
Indices d'ajustement des modèles d'analyses factorielles confirmatoires
Goodness of fit of confirmatory factor analyses
Échantillon adolescent 2
Échantillon adulte 1
Modèle à un
Modèle à deux
Modèle à un
Modèle à deux
facteur
facteurs
facteur
facteurs
25.64
68.88
28.12
86.79
ddl
20
53
20
53
CFI
.955
.927
.977
.926
TLI
.938
.909
.968
.908
SRMR
.047
.057
.048
.073
.041 (.000, .080)
.042 (.000, .067)
.070 (.000, .125)
.088 (.054, .120)
S-B χ2
RMSEAa
∆ S-B χ2
∆ S-B χ2(33) = 43.24, p = .10
∆ S-B χ2(33) = 58.67, p < .005
Note. a intervalle de confiance de 90% autour de RMSEA.
Note. a 90% confidence interval around the RMSEA.
(
23(
7.4- Discussion
Les recherches antérieures qui se sont intéressées à la justification du système
spécifique au genre ont adopté différentes pratiques concernant les outils de mesure.
Plus précisément, tandis que certains auteurs ont utilisé dans une même échelle à la fois
des items mesurant les croyances en l’égalité entre les femmes et les hommes et des
items mesurant le déni du sexisme (Jost & Kay, 2005), d’autres auteurs ont utilisé le
déni du sexisme comme une mesure à part entière (Becker & Wright, 2011; Sarlet &
Dardenne, 2012). Les résultats de la présente étude semblent appuyer cette dernière
approche. Par ailleurs, conformément à notre objectif de double-validation auprès d’une
population adolescente et d’une population adulte, nous avons comparé les modèles
unifactoriel et bi-factoriel sur deux échantillons indépendants composé l’un d’élèves de
3e, et l’autre d’étudiants. Les résultats confirment qu’une solution unifactorielle est
satisfaisante dans les deux échantillons. Par conséquent, nous avons retenu les huit
items relatifs à la perception d’égalité entre femmes et hommes comme base de
l’Echelle de Justification du système Spécifique Au Genre dont l’acronyme est : EJSAG
(cf. Annexe). Dans une troisième et dernière étude, nous avons examiné les qualités
métrologiques de cet outil.
8- Étude 3 : Examen des qualités métrologiques de l’EJSAG
Les deux études conduites précédemment ont permis de construire une échelle
de justification du système spécifique au genre, et de la valider auprès d’adolescents et
d’adultes. L’objectif de la présente étude est de déterminer les qualités métrologiques de
cette échelle. Pour cela, nous avons procédé à l’examen de ses validités convergentes et
divergentes. Puis, nous avons examiné la fiabilité des scores de l’échelle sur chaque
échantillon indépendant, enfin nous avons procédé à des comparaisons de moyennes
(
24(
selon le sexe et l’âge des participants. En premier lieu, nous présentons les résultats des
analyses de validités convergentes et divergentes de l’EJSAG. Nous avons pour cela
examiné les relations entre l’échelle EJSAG d’une part, et des outils mesurant des
concepts théoriquement liés à la justification du système d’autre part. Dans cette étude,
nous nous sommes une nouvelle fois attachées à conduire nos analyses sur des
populations adolescente et adulte.
8.1- Participants
Nous avons utilisé pour cette étude les données recueillies auprès des adolescents
de l’échantillon 1 ayant participé à l’étude 1 de construction de l’échelle. En effet, pour
rappel, les participants à l’étude 1 ont complété lors de la même passation les items de
justification du système, ainsi que les échelles de croyance en un monde juste, et
d’équilibre et complémentarité. A cet échantillon de 190 élèves de 3e déjà présenté dans
le cadre de l’étude 1 (Échantillon adolescents 1) (cf. Tableau 1), nous avons ajouté un
nouvel échantillon d’adultes (Échantillon adultes 2). Ainsi, nous avons recruté 218
étudiants de psychologie (188 femmes et 29 hommes, un participant n’a pas précisé son
sexe, âge moyen = 20.28, écart-type = 1.98) en échange de crédits expérimentaux (cf.
Tableau 1).
8.2- Mesures
8.2.1- La croyance en un monde juste
La croyance en un monde juste, qui suggère que « les individus ont besoin de
croire qu’ils vivent dans un monde où les gens ont généralement ce qu’ils méritent »
(Lerner & Miller, 1978) a été qualifiée d’idéologie justificatrice (Jost & Hunyady,
2005). Elle a ainsi été utilisée comme mesure dispositionnelle de justification du
système (Jost & Burgess, 2000). Bien que corrélées, la croyance en un monde juste et la
justification du système se distinguent sur le plan de la motivation sous-jacente. En effet,
(
25(
si la croyance en un monde juste est liée au besoin de contrôle, la justification du
système elle, résulte d’une motivation à défendre les structures sociales, économiques et
politiques telles qu’elles sont (Jost & Hunyady, 2002).
Kay et Jost (2003) ont établi la validité convergente et discriminante de l’échelle
originale de justification du système diffus en utilisant une mesure de croyance en un
monde juste. Leurs analyses ont confirmé une corrélation positive et significative entre
les scores de ces deux échelles (r = .67). Dans la lignée de ces résultats, nous attendions
une corrélation positive et significative entre les scores de croyance en un monde juste
et les scores de justification du système spécifique au genre. L’échelle de croyance
générale en un monde juste (Dalbert, 1999) que nous avons traduite en français est
composée de six items (e.g., « Je pense que les gens essaient d’être justes lorsqu’ils
prennent des décisions importantes »). L’intérêt de cette échelle est d’avoir déjà été
utilisée dans une étude auprès d’adolescents européens (Correia & Dalbert, 2007). La
fiabilité des scores de l’échelle traduite est proche de celle de la version originale (alpha
de Cronbach = .69 dans l’échantillon composé d’adolescents et alpha de Cronbach = .72
dans l’échantillon composé d’adultes, pour des alpha de Cronbach allant de .65 à .78
dans l’étude de validation de Dalbert, 1999).
8.2.2- L’équilibre et la complémentarité dans le monde social
Kay et Jost (2003) ont développé un ensemble d’items destinés à mesurer « le
besoin d’équilibre et de complémentarité dans le monde social » et ont utilisé ces items
pour évaluer la validité convergente et discriminante de l’échelle originale de
justification du système diffus. Contrairement à l’échelle de justification du système,
cette mesure ne concerne pas un système, mais se veut plus générale. Ainsi, elle inclut
des items tels que « Si quelqu’un vient de vivre plusieurs mauvaises expériences à la
suite, il y a des chances pour que de bonnes choses lui arrivent bientôt » ou encore « Je
(
26(
pense que tout finit toujours par s’arranger ». Les auteurs ont mis en évidence une
corrélation positive et significative entre les scores sur l’échelle d’équilibre et
complémentarité et les scores de justification du système diffus (r = .37). L’échelle
d’équilibre et complémentarité inclut neuf items dont trois sont inversés. En raison des
limites associées à l’utilisation de tels items, notamment chez les jeunes répondants
(Hughes, 2009 ; Marsh, 1986, 1996), seuls les six items formulés positivement ont été
retenus et traduits en français (e.g., « La plupart des gens ont à la fois des qualités et des
défauts »). Si la fiabilité des scores de notre échelle traduite est modeste (alpha de
Cronbach = .57 dans l’échantillon adolescent), elle est comparable à la fiabilité des
scores de l’échelle originale telle que rapportée par ses auteurs (alpha de Cronbach
= .56, Kay & Jost, 2003). Nous avons fait l’hypothèse d’une corrélation positive et
significative entre les scores d’équilibre et complémentarité et les scores de justification
du système spécifique au genre.
8.2.3- Le sexisme bienveillant
Le sexisme bienveillant a été défini comme « un ensemble d’attitudes à l’encontre
des femmes, attitudes qui sont sexistes en ce qu’elles voient les femmes de manière
stéréotypée (...) mais qui, d’un point de vue subjectif, ont une tonalité positive» (Glick
& Fiske, 1996). Ce dernier aspect donne au sexisme bienveillant ses propriétés
justificatrices (e.g., Becker & Wright, 2011; Calogero & Jost, 2011; Sarlet & Dardenne,
2012; Sibley et al., 2007). Par exemple, Becker et Wright (2011) ont montré que
l’exposition au sexisme bienveillant était liée à une augmentation de la justification du
système spécifique au genre, ce qui en retour réduit l’intention de s’engager dans des
actions collectives. Par conséquent, nous attendions une corrélation positive et
significative entre les scores de sexisme bienveillant et les scores de justification du
système spécifique au genre. Nous avons utilisé la sous-échelle de sexisme bienveillant
(
27(
issue de la version française de l’Ambivalent Sexism Inventory (Dardenne, Delacollette,
Grégoire, & Lecocq, 2006) uniquement auprès de l’échantillon 2 d’adultes. Cette souséchelle de sexisme bienveillant est composée de 11 items (e.g., « Tout homme devrait
avoir une femme qu’il adore », alpha de Cronbach = .87 dans l’échantillon adulte).
8.3- Procédure
Les collégiens ont complété les mesures de croyance en un monde juste et
d’équilibre et complémentarité, avec les 17 items ayant servi à l’étude de construction
de l’échelle de justification du système spécifique au genre. Les étudiants ont complété
les mesures de croyance en un monde juste et de sexisme ambivalent, avec les 8 items
de l’EJSAG. Pour toutes les mesures, les participants devaient indiquer leur degré
d’accord ou de désaccord avec chacun des items, sur des échelles de type Likert en 7
points allant de 1 (Je ne suis pas du tout d’accord) à 7 (Je suis tout à fait d’accord).
L’ordre des mesures a été contrebalancé entre les participants. Le recueil des données
s’est déroulé lors de passations collectives, d’une durée approximative de 30 minutes,
dans les salles habituelles de classe (pour les collégiens) et de travaux dirigés (pour les
étudiants). Après avoir reçu les consignes orales, les participants ont été assurés de
l’anonymat de leurs réponses.
8.4- Résultats
8.4.1-Validités convergente et discriminante
Les moyennes et écarts-types sur les quatre mesures sont présentés dans le tableau
4.
Tableau 4
Moyennes et écarts-types sur les quatre mesures utilisées dans l’étude 3, en fonction de
l’âge et du sexe des participants, et de l’établissement d’origine des adolescents
(
28(
Means and standard deviations on the four measures used in Study 3, as a function of
participants’ age and sex, and adolescents’ school
EJSAG
CMJ
EC
SB
Féminin
2.87 (1.0)a
2.99 (.82)a
3.61 (1.11)a
Masculin
3.41 (1.24)b
3.03 (1.08)a
3.76 (1.21)a
Féminin
4.61 (1.12)c
3.82 (1.04)b
4.23 (.94)a
Masculin
4.91 (1.07)d
3.68 (1.06)b
4.7 (.77)b
A
4.55 (1.17)1
3.7 (1.13)1
4.42 (.79)1
B
4.49 (1.18)1
3.79 (.98)1
4.5 (.97)1
C
4.87 (.99)12
D
5.18 (.92)2
Adultes
Adolescents
Collège
Notes. EJSAG = Echelle de Justification du Système spécifique Au Genre. CMJ =
Croyance en un Monde Juste. EC = Equilibre et Complémentarité. SB = Sexisme
Bienveillant. Dans les colonnes, les moyennes pour les catégories « Adultes » et
« Adolescents » avec des indices différents (a, b, c et d) diffèrent au seuil p < .05. Les
moyennes pour la catégorie « Collège » avec des exposants différents (1 et 2) diffèrent
au seuil p < .05.
Notes. EJSAG = Gender specific system justification scale. CMJ = Belief in a just world.
EC = Balance and complementarity. SB = Benevolent sexism. Within columns, means
for the category « Adultes » and « Adolescents » with different subscripts (a, b, c and d)
differ significantly at p < .05 level. Within columns, means for the category « College
(
29(
(secondary school) » with different superscripts (1 and 2) differ significantly at p < .05
level.(
Les analyses de corrélation qui suivent visent à tester les validités convergente et
discriminante de l’EJSAG. Les analyses de corrélations bivariées sur l’échantillon
d’adolescents indiquent que les scores sur l’EJSAG sont corrélés significativement et
positivement aux scores d’équilibre et complémentarité d’une part, r(190) = .37, p
< .001, et aux scores de croyance en un monde juste d’autre part, r(190) = .41, p < .001.
En termes de corrélations partielles, les scores sur l’EJSAG restent significativement
corrélés aux scores d’équilibre et complémentarité, après contrôle des scores sur la
croyance en un monde juste, r(187) = .23, p < .005, ainsi qu’aux scores de croyance en
un monde juste après contrôle des scores d’équilibre et complémentarité, r(187) = .30, p
< .001. Enfin, la corrélation bivariée entre les scores de croyance en un monde juste
d’une part, et d’équilibre et complémentarité d’autre part, reste significative après
contrôle des scores sur l’EJSAG, r(187) = .35, p < .001 (cf. Tableau 5). Comme attendu,
ces résultats indiquent que l’EJSAG est reliée à d’autres outils de mesure des idéologies
légitimatrices, sans pour autant être un outil redondant.
Les analyses suivantes visent à tester les validités convergente et discriminante de
l’EJSAG en intégrant cette fois une mesure d’idéologie spécifique au genre (i.e., le
sexisme bienveillant) en complément des mesures d’idéologies légitimatrices générales
utilisées avec l’échantillon d’adolescents. Les corrélations bivariées conduites sur
l’échantillon composé de participants adultes indiquent que les scores à l’EJSAG sont
corrélés modestement mais significativement au sexisme bienveillant d’une part, r(218)
= .19, p < .005, et un peu plus fortement à la croyance en un monde juste, r(218) = .33,
p < .001. En terme de corrélations partielles, la relation entre l’EJSAG et la croyance en
un monde juste reste significative en contrôlant les scores de sexisme bienveillant,
(
30(
r(215) = .30, p < .001, et la relation entre l’EJSAG et le sexisme bienveillant reste
positive, bien que de manière tendancielle, en contrôlant les scores de croyance en un
monde juste, r(215) = .13, p = .06. Enfin, la corrélation entre croyance en un monde
juste et sexisme bienveillant reste significative, quoique modeste, en contrôlant les
scores sur l’EJSAG, r(215) = .17, p < .05 (cf. Tableau 5).
Tableau 5
Corrélations entre l’EJSAG et d’autres idéologies justificatrices
Correlations between EJSAG and other justifying ideologies
Échantillons
Croyance en un monde juste
Équilibre et complémentarité
Adolescents 1
Adultes 2
(N = 190)
(N = 218)
.41***
.33***
(.30***)
(.30***)
.37***
(.23**)
Sexisme bienveillant
.19**
(.13t)
Note. Dans chaque colonne, les premiers coefficients sont les coefficients de
corrélations bivariées. Les coefficients entre parenthèses sont les coefficients de
corrélations partielles.
Note. Within each column, the first coefficients are the coefficients for the bivariate
correlations. Coefficients in brackets are coefficients for the partial correlations.
*** p < .001 ; ** p < .01, t p < .1.
8.4.2- Fiabilité
Les analyses de fiabilité conduites sur les huit items retenus pour l’EJSAG
indiquent une fiabilité des scores raisonnable dans les quatre échantillons étudiés (cf.
(
31(
Tableau 6), avec des alpha de Cronbach s’échelonnant de .65 chez les adolescents à .90
chez les adultes (alpha de Cronbach de la version originale = .65 ; Jost & Kay, 2005).
Tableau 6
Indice de fiabilité des scores de l’EJSAG dans les quatre échantillons
EJSAG reliabilities across the four samples
Alpha de
Échantillon
Échantillon
Échantillon
Échantillon
adolescents 1
adolescents 2
adultes 1
adultes 2
(N = 190)
(N = 172)
(N = 82)
(N = 218)
.80
.65
.90
.81
Cronbach
8.4.3- Comparaisons de moyennes
L’objectif dans cette dernière phase de l’étude est de tester si l’EJSAG permet
de mettre en évidence les différences de genre attestées par la littérature, et ce, en
utilisant la méthode des groupes contrastés. Il s’agit d’une procédure appliquée dans le
cadre de l'évaluation de la validité de construit d'un outil (Becker, 1999). Ainsi, un
instrument valide est supposé mettre en évidence les différences entre deux groupes de
participants pour lesquels on attend des scores distincts (Trochim, 2006). Concernant la
justification du système, les études ont régulièrement souligné le fait que les hommes
ont tendance à adhérer aux idéologies de légitimation plus que les femmes (e.g., Glick
et al., 2000; Jost & Kay, 2005; Laurin et al., 2011; Napier, Thorisdottir, & Jost, 2010;
Ståhl et al., 2010). Ce résultat peut sembler inattendu considérant que les membres des
groupes désavantagés sont, selon la théorie de la justification du système, les plus
motivés à justifier et maintenir le système en place (e.g., Henry & Saul, 2006; Jost,
Pelham, Sheldon, & Sullivan, 2003). Comment expliquer dès lors que les femmes, en
(
32(
tant que membres d’un groupe de faible statut, n’obtiennent pas des scores au moins
aussi élevés que ceux des hommes sur les mesures de justification du système
spécifiques au genre ? Jost et Kay (2005) avancent, à titre d’hypothèse explicative, que
les femmes pourraient être plus ambivalentes que les hommes envers le statu quo. En
effet, il a été démontré que dans un contexte inégalitaire, les femmes, comparées aux
hommes, avaient tendance à montrer des attitudes à la fois favorables et défavorables,
envers le système et envers les membres de leur propre groupe (Jost & Burgess, 2000).
Cette ambivalence s’explique par le fait que les femmes doivent concilier deux
motivations antagonistes dans ce contexte : la motivation à justifier le groupe, c’est-àdire préserver une image favorable de l’endogroupe, et la motivation à justifier le
système, c’est-à-dire maintenir l’image d’un statu quo légitime. Les hommes, en tant
que membres d’un groupe dominant, ne rencontrent pas un tel conflit motivationnel et
sont par conséquent moins ambivalents envers un système qui leur est favorable (Jost,
Burgess, & Mosso, 2001). Dans la lignée de ces travaux, nous avons fait l'hypothèse
que les scores des participantes sur l'EJSAG seraient inférieurs aux scores des
participants.
Par ailleurs, comme évoqué en introduction, nous avons souhaité explorer les
différences de scores sur l’EJSAG en fonction de l’âge des participants pour tester
l’hypothèse selon laquelle les adultes, plus exposés aux inégalités de genre et, par
conséquent, plus motivés à défendre le statu quo, devraient davantage justifier le
système que les adolescents.
Afin de tester ces hypothèses, nous avons groupé les quatre échantillons de
participants ayant complété les items de l’échelle de justification du système spécifique
au genre au cours des trois études (i.e., étude 1 : échantillon adolescents 1, étude 2 :
échantillon adolescents 2 et échantillon adultes 1, étude 3 : échantillon adultes 2) et
(
33(
soumis les données ainsi obtenues à une analyse de variance (ANOVA) 2 (sexe du
participant : féminin vs masculin) X 5 (groupes : adolescents « collège A », adolescents
« collège B », adolescents « collège C », adolescents « collège D », adultes). Ce plan
expérimental permet de tester les hypothèses tout en contrôlant l’effet de l’établissement
d’origine des adolescents.
Les analyses mettent en évidence un effet principal du sexe des participants sur
le score de justification du système spécifique au genre, F(1, 649) = 11.58, p < .005, η2p
= .02. Comme attendu, les participants de sexe masculin ont justifié le système
spécifique au genre (M = 4.64, ET = 1.24) plus que les participantes (M = 3.56, ET =
1.36). Par ailleurs, les analyses indiquent un effet principal du groupe statistiquement
significatif, F(4, 649) = 66.02, p < .001, η2p = .29. Afin de tester notre hypothèse d’une
différence de scores selon l’âge des participants, nous avons testé, au moyen d’un
contraste (-1 -1 -1 -1 4), la différence entre la moyenne des scores obtenus par les
adolescents et la moyenne des scores obtenus par les adultes sur l’échelle EJSAG.
Contrairement à notre hypothèse, ce contraste révèle que la moyenne des scores des
participants adultes (M = 3.14) est inférieure à la moyenne des scores des participants
adolescents (M = 4.77), t(649) = -6.52, p < .001. Nous avons de plus contrôlé l’effet de
l’établissement d’origine des adolescents à l’aide des trois contrastes restants. Le
contraste testant la tendance linéaire (-3 -1 1 3 0) s’avère statistiquement significatif,
t(649) = 2.23, p < .001, tandis que les contrastes quadratique (-1 1 -1 1 0) et cubique (1 3 3 -1 0) n’atteignent pas la significativité (tous les p > .10). Ces trois contrastes, pris
dans leur ensemble, indiquent que les moyennes des scores des adolescents suivent une
tendance linéaire. Afin d’explorer plus spécifiquement les différences de moyennes
entre les établissements scolaires, des comparaisons par paires (avec correction de
Bonferroni) ont été réalisées. Les résultats indiquent que seule la moyenne des
(
34(
participants issus du collège D, reconnu comme défavorisé et inclus dans un programme
spécifique de lutte contre les inégalités sociales et économiques dans les établissements
du secondaire, (M = 5.18) diffère significativement des moyennes des participants des
collèges A (M = 4.55, t(649) = 4.08, p < .001) et B (M = 4.49), t(649) = 4.53, p < .001)
plus favorisés. Aucune autre comparaison n’atteint le seuil de significativité (tous les p
> .10) (cf. Tableau 4). Enfin, l’effet d’interaction entre le sexe et le groupe n’est pas
statistiquement significatif (F < 1).
8.5- Discussion
Cette troisième et dernière étude avait pour objectif de tester la capacité de
l’EJSAG à mettre en évidence les différences de genre attestées par la littérature, par la
méthode des groupes contrastés. Comme attendu, les résultats indiquent que les scores
des participantes sont significativement inférieurs à ceux des participants. La taille de
cet effet est modeste, mais demeure conforme aux tailles d’effet rapportées
précédemment (e.g., η2p = . 08 et η2p = .03 dans l’étude de Jost & Kay, 2005). Une
hypothèse explicative de la faible différence observée entre les scores des femmes et des
hommes sur les mesures de justification du système réside dans la possible ambivalence
des femmes à l’égard du système de genre (Jost & Burgess, 2000). En effet, comme
mentionné précédemment les femmes, plus que les hommes, ont des attitudes à la fois
négatives et positives à l’égard d’un système qui les dessert. Par conséquent, les
différences de scores, modestes mais constantes, entre les participantes et les
participants pourraient refléter l’ambivalence des femmes plus qu’une attitude
simplement défavorable envers le système. Des études complémentaires sont
nécessaires pour tester cette éventualité. En revanche, contrairement à notre hypothèse,
les scores de justification des participants adultes sont inférieurs aux scores des
participants adolescents. Un effet de socialisation lié aux études menées par les
(
35(
participants adultes pourrait expliquer cet résultat inattendu. En effet, nos échantillons
d’adultes sont composés exclusivement d’étudiants et d’étudiantes en psychologie. Des
travaux antérieurs ont mis en évidence une réduction des idéologies anti-égalitaires chez
les étudiants poursuivant des études en sciences sociales, et en psychologie en
particulier (Dambrun, Kamiejski, Haddadi, & Duarte, 2009). Dès lors, nous ne pouvons
exclure la possibilité que les faibles scores de justification du système de genre obtenus
auprès des adultes soient spécifiques à notre échantillon. Les recherches futures devront
s’efforcer de répliquer ce résultat avec des échantillons plus variés. Par exemple, on
peut s’attendre à des scores de justification du système plus élevés chez des étudiants en
commerce ou en droit, en raison d’une socialisation favorisant l’adhésion aux idéologies
légitimatrices (Guimond, Dambrun, Michinov, & Duarte, 2003; Guimond & Palmer,
1996).
Enfin, un effet inattendu de l’établissement d’origine des adolescents sur les
scores de justification du système spécifique au genre est apparu. Plus précisément, on
observe que la moyenne des scores des élèves du collège D est significativement
supérieure à celle de deux autres collèges de l’échantillon. La typologie des
établissements peut apporter un élément d’explication à ces résultats. Pour rappel, le
collège D est le seul parmi les quatre établissements de notre recherche à être considéré
comme défavorisé, et à ce titre à être inscrit dans le dispositif ECLAIR destiné à
corriger les effets des inégalités économiques et sociales sur la réussite scolaire. Les
études conduites sur la justification du système auprès des adolescents issus de groupes
sociaux de bas statut ont mis en évidence une tendance chez ces populations à justifier
le système plus encore que les adolescents issus de groupes sociaux plus favorisés (e.g.,
Henry et Saul, 2006; Elcheroth & Spini, 2007). Bien que ces résultats aient été mis en
évidence sur des mesures de justification du système économique et/ou diffus, la
(
36(
présente étude semble indiquer que les adolescents membres de groupes de faible statut
tendent également à justifier le système spécifique au genre plus que les adolescents de
statut plus avantagé (ou moins désavantagé). Toutefois, la question de la généralisation
de la motivation à la justification de systèmes spécifiques à la motivation à la
justification du système diffus mérite d’être explorée dans les recherches futures
(Wakslak, Jost, & Bauer, 2011).
Finalement, les résultats obtenus dans cette troisième étude, tant auprès des
adolescents que des jeunes adultes, sont conformes à ceux mis en évidence dans la
littérature. Ils fournissent une preuve directe de la validité et de la sensibilité de
l'EJSAG.
9- Discussion générale
Comme nous l’avons souligné, en dépit de l’essor qu’ont connu les recherches sur
la justification du système depuis une dizaine d’années (e.g., Jost & Burgess, 2000; Jost
& Hunyady, 2005; Jost et al., 2012, 2004; Kay et al., 2009, 2005; Laurin et al., 2010),
très rares sont celles portant sur la justification du système spécifique au genre chez les
adolescents (Silván-Ferrero & López, 2007). L’objectif de la présente étude est de
fournir un outil de mesure de la justification du système spécifique au genre validé
auprès d’une population adolescente, mais aussi auprès de jeunes adultes, susceptible de
permettre aux chercheurs francophones d’étudier, dans une perspective
développementale, les processus psychologiques et sociaux légitimateurs de la
hiérarchie entre les hommes et les femmes. Les analyses exploratoires et confirmatoires
ont permis de retenir une échelle en 8 items, l’EJSAG, dont les scores présentent des
indices de fiabilité satisfaisants dans quatre échantillons indépendants. De plus,
l’analyse des corrélations bivariées et partielles indiquent que l’EJSAG est corrélée,
(
37(
modestement mais de manière significative, aux mesures de construits approchants (i.e.,
sexisme bienveillant, croyance en un monde juste, et équilibre et complémentarité), sans
pour autant être redondante. Les analyses additionnelles conduites sur deux populations
d’étudiants soulignent la validité de l’outil auprès d’une population adulte. Enfin, les
comparaisons de moyennes entre les participants en fonction de leur sexe confirment la
validité de l’échelle, et sa capacité à détecter les différences habituellement observées
dans la littérature anglo-saxonne entre les hommes et les femmes. La validation de
l’EJSAG sur une population adolescente, doublée d’une vérification de la fiabilité de
ses scores et de sa validité sur une population adulte, permet d’envisager l’utilisation de
cet outil dans le cadre d’études longitudinales et dans une perspective développementale.
10- Limites et perspectives
L’EJSAG a été testée et validée auprès d’une population d’élèves de 3e. Ce choix
a été motivé par la nécessité de disposer d’outils validés pour les adolescents situés à
une étape charnière dans leur parcours d’élève, ceux-ci étant amenés à formuler leurs
premiers choix d’orientation, des choix potentiellement stéréotypés et propres à
maintenir les inégalités de genre. Par conséquent, les chercheurs qui souhaiteraient
étendre l’exploration de la justification du système spécifique au genre aux adolescents
plus jeunes devraient au préalable vérifier la bonne compréhension des items auprès de
cette population. Cependant, l’absence d’items inversés est d’ores et déjà propre à
limiter les difficultés de compréhension chez de plus jeunes participants (moins de 14
ans).
Comme mentionné précédemment, les corrélations entre notre échelle et les outils
mesurant des construits théoriquement proches sont moyennement fortes, tout en étant
significatives, pour les mesures de croyance en un monde juste et d’équilibre et
(
38(
complémentarité. La corrélation entre notre outil et le sexisme bienveillant est quant à
elle faible, bien que significative. Ce résultat peut cependant être rapproché de ceux
obtenus par Jost et Kay (2005) qui rapportent des corrélations faibles entre adhésion au
stéréotype de genre et justification du système, et en France, de ceux de De Oliveira et
Dambrun (2007) qui font aussi état de corrélations faibles entre, d’une part, l’adhésion
au sexisme bienveillant et aux stéréotypes de genre positifs à l’égard des femmes et,
d’autre part, la justification du système. Dans la lignée de ces auteurs, nous suggérons
que ces faibles corrélations entre justification du système et adhésion explicite au
sexisme bienveillant peuvent résulter du fait que les croyances justificatrices opèrent
plus à un niveau implicite qu’explicite.
La justification des inégalités de genre chez les adolescents est un domaine
d’étude encore largement inexploré alors même qu’une meilleure connaissance de ce
phénomène pourrait s’avérer cruciale pour la compréhension des processus à l’œuvre
dans le maintien des inégalités de statut entre femmes et hommes. Ainsi, nous
suggérons d’étendre les recherches menées dans le champ de la justification du système
des populations adultes aux populations adolescentes, et ce, afin d’étudier la
justification du système spécifique au genre comme cause et conséquence des attitudes
et comportements des adolescents. Plus spécifiquement, nous avançons l’hypothèse que
l’école, de même que la famille, sont des lieux de socialisation susceptibles d’accroître
la justification des inégalités de genre chez les adolescents. A l’appui de cette hypothèse,
les travaux dans le champ de la justification du système diffus ont mis en évidence
d’une part, que l’exposition à des situations d’inégalité contribuait à accroître la
motivation à justifier le système (e.g., Hafer, 2000; Jost & Hunyady, 2002; Kay et al.,
2009, 2005), d’autre part, que cette motivation était liée à une utilisation accrue des
stéréotypes dans la description de soi et d’autrui (e.g., Haines & Jost, 2000; Laurin et al.,
(
39(
2011; McCoy & Major, 2007), enfin, que cette motivation était liée à l’adoption de
comportements contribuant au maintien du statu quo (Becker & Wright, 2011; Jost et al.,
2012). Or l’école, tout comme la famille, apparaissent comme autant de lieux de
confrontation aux inégalités de genre. Dans le cadre de l’école d’abord, si les filles
surpassent les garçons sur de nombreux indicateurs objectifs (e.g., taux de redoublement,
nombre de mentions au baccalauréat, accès aux études supérieures, etc.), elles restent
paradoxalement sous-représentées dans les filières les plus prestigieuses et les niveaux
d’études les plus élevés (Direction de l’Evaluation, de la Prospective et de la
Performance (DEPP), 2013). Au sein de la famille ensuite, l’arrivée massive des
femmes sur le marché du travail depuis les années 1960 ne s’est pas traduit par une
répartition équitable des tâches domestiques au sein du foyer, les chiffres les plus
récents indiquant que les femmes assurent encore près de 80% du travail domestique
(Direction Générale de la Cohésion Sociale (DGCS), 2012). L’exposition quotidienne à
ces situations est à même d’augmenter chez les adolescents la motivation à la
justification du système. Dans cette optique, l’EJSAG pourrait être un outil utile pour
évaluer l’effet de ces expositions systématiques aux inégalités sur le niveau de
justification du système de genre. Par ailleurs, et comme mentionné précédemment, la
justification du système est liée à l’adoption de comportements susceptibles de renforcer
le statu quo. Dès lors, on peut supposer que les choix d’orientation stéréotypés, de
même que la participation aux tâches ménagères pourraient découler, au moins en partie,
du besoin de rationaliser les écarts de statut entre femmes et hommes. Là encore, l’outil
que nous proposons pourrait s’avérer utile pour explorer les liens possibles entre le
niveau de justification du système de genre des adolescents et l’adoption de
comportements stéréotypés. Enfin, étudier l’impact de ces choix et comportements euxmêmes sur la justification du système spécifique au genre semble être un enjeu
(
40(
prometteur. En effet, si les études ont montré que les personnes se décrivant conformes
au stéréotypes de leur groupe de genre justifiaient le système général plus que celles se
décrivant de manière contre-stéréotypique (Laurin et al., 2011), aucune étude, à notre
connaissance, n’a testé l’effet de l’adoption de comportements stéréotypiques sur la
justification du système spécifique au genre. Là encore, l’EJSAG trouverait sa place
dans une étude longitudinale sur les effets à long terme des choix d’orientation ou
encore de la participations aux tâches domestiques des adolescents sur leur niveau de
justification du système.
Pour conclure, bien que les travaux sur la justification du système de genre aient
trouvé un écho particulier dans les pays anglo-saxons, la France n’est pas pour autant
épargnée par la question du maintien des inégalités entre femmes et hommes. En effet,
malgré les avancées obtenues par les mouvements féministes dans le cadre des droits
civiques ou encore les progrès continus dans les performances académiques des filles et
des jeunes femmes, les femmes restent dans une position de dominées par rapport aux
hommes sur de nombreuses dimensions (HCEFH, 2013). Comprendre les mécanismes
qui sous-tendent la justification du système spécifique au genre et par là même le
maintien des inégalités de genre, en particulier chez les adultes en devenir, semble être
un enjeu majeur. L’outil développé dans la présente étude est susceptible de contribuer
au développement de ce domaine d’investigation auprès de populations francophones.
(
41(
Références
Ashburn-Nardo, L., & Johnson, N. J. (2008). Implicit outgroup favoritism and
intergroup judgment: The moderating role of stereotypic context. Social Justice
Research, 21(4), 490‑508.
Baron, A., & Banaji, M. (2009). Evidence of system justification in young children.
Social and Personality Psychology Compass, 3(6), 918‑926. doi:10.1111/j.17519004.2009.00214.x
Beaurenaut, A.-S. (2011). Secteur de recrutement des collèges urbains. Mémoire de
Master non publié, Université Blaise Pascal, Clermont-Ferrand. Consulté le 10
février 2013. URL : math.univbpclermont.fr/biblio/rapport/.../2011/M1_Beaurenaut_11.pdf
Becker, L. A. (1999). Reliability and validity, Part II. Consulté le 18 mai 2013. URL :
http://www.uccs.edu/lbecker/relval_ii.html
Becker, J. C., & Wright, S. C. (2011). Yet another dark side of chivalry: Benevolent
sexism undermines and hostile sexism motivates collective action for social
change. Journal of Personality and Social Psychology, 101(1), 62‑77.
doi:10.1037/a0022615
Calogero, R. M., & Jost, J. T. (2011). Self-subjugation among women: Exposure to
sexist ideology, self-objectification, and the protective function of the need to
avoid closure. Journal of Personality and Social Psychology, 100(2), 211‑228.
doi:10.1037/a0021864
CNIDFF (2013). Historique du droit des femmes. Consulté le 18 mai 2013. URL :
http://www.infofemmes.com/v2/p/Se-documenter/Historique-du-droit-desfemmes/60
(
42(
Correia, I., & Dalbert, C. (2007). Belief in a just world, justice concerns, and well-being
at Portuguese schools. European Journal of Psychology of Education, 22(4),
421‑437. doi:10.1007/BF03173464
Dalbert, C. (1999). The world is more just for me than generally: About the personal
belief in a just world scale’s validity. Social Justice Research, 12(2), 79‑98.
doi:10.1023/A:1022091609047
Dambrun, M., Kamiejski, R., Haddadi, N., & Duarte, S. (2009). Why does social
dominance orientation decrease with university exposure to the social sciences?
The impact of institutional socialization and the mediating role of
« geneticism. » European Journal of Social Psychology, 39(1), 88‑100.
doi:10.1002/ejsp.498(
Dardenne, B., Delacollette, N., Grégoire, C., & Lecocq, D. (2006). Structure latente et
validation de la version française de l’Ambivalent Sexism Inventory: L’échelle
de sexisme ambivalent. L’Année Psychologique, 106(2), 235‑264.
doi:10.4074/S0003503306002041
De Oliveira, P., & Dambrun, M. (2007). Maintaining the status quo and social
inequalities: Is stereotype endorsement related to support for system
justification? Current Research in Social Psychology, 13(9), 101‑121.
DEPP (2013). Filles et garçons sur le chemin de l’égalité de l’école à l’enseignement
supérieur. Consulté le 25 juillet 2013. URL :
http://cache.media.enseignementsup-recherche.gouv.fr/file/2013/73/5/DEPPfilles-garcons-2013_243697_253735.pdf
DGCS (2012). L’égalité entre les femmes et les hommes. Chiffres-clés 2012. Consulté le
25 juillet 2013. URL : http://www.femmes-egalite.gouv.fr
(
43(
Elcheroth, G., & Spini, D. (2007). Classes sociales et jugements normatifs de jeunes
français : la justification du système par les défavorisés revisitée. Les cahiers
internationaux de psychologie sociale, (75-76), 117‑131.
Eurydice (2010). Différences entre les genres en matière de réussite scolaire: étude sur
les mesures prises et la situation actuelle en Europe. Consulté le 20 mai 2013.
URL : http://www.eurydice.org
Flora, D. B., LaBrish, C., & Chalmers, R. P. (2012). Old and New Ideas for Data
Screening and Assumption Testing for Exploratory and Confirmatory Factor
Analysis. Frontiers in Psychology, 3. doi:10.3389/fpsyg.2012.00055
Glick, P., & Fiske, S. T. (1996). The Ambivalent Sexism Inventory: Differentiating
hostile and benevolent sexism. Journal of Personality and Social Psychology,
70(3), 491–512.
Glick, P., Fiske, S. T., Mladinic, A., Saiz, J., Abrams, D., Masser, B., … López, W. L.
(2000). Beyond prejudice as simple antipathy: Hostile and benevolent sexism
across cultures. Journal of Personality and Social Psychology, 79(5), 763–775.
Guimond, S., Dambrun, M., Michinov, N., & Duarte, S. (2003). Does social dominance
generate prejudice? Integrating individual and contextual determinants of
intergroup cognitions. Journal of Personality and Social Psychology, 84(4),
697‑721. doi:10.1037/0022-3514.84.4.697
Guimond, S., & Palmer, D. L. (1996). The political socialization of commerce and
social science students: Epistemic authority and attitude change. Journal of
Applied Social Psychology, 26(22), 1985‑2013. doi:10.1111/j.15591816.1996.tb01784.x(
(
44(
Hafer, C. L. (2000). Do innocent victims threaten the belief in a just world? Evidence
from a modified Stroop task. Journal of Personality and Social Psychology,
79(2), 165‑173. doi:10.1037/0022-3514.79.2.165
Haines, E. L., & Jost, J. T. (2000). Placating the powerless: Effects of legitimate and
illegitimate explanation on affect, memory, and stereotyping. Social Justice
Research, 13(3), 219‑236. doi:10.1023/A:1026481205719
HCEFH (2013). Repères statistiques. Consulté le 15 décembre 2013. URL :
http://www.haut-conseil-egalite.gouv.fr/parite/reperes-statistiques-47/
Henry, P. J., & Saul, A. (2006). The Development of System Justification in the
Developing World. Social Justice Research, 19(3), 365‑378.
Hu, L., & Bentler, P. M. (1999). Cutoff criteria for fit indexes in covariance structure
analysis: Conventional criteria versus new alternatives. Structural Equation
Modeling, 6(1), 1‑55. doi:10.1080/10705519909540118
Hughes, G. D. (2009). The impact of incorrect responses to reverse-coded survey items.
Research in the Schools, 16(2), 76‑88.
Jost, J. T., & Banaji, M. R. (1994). The role of stereotyping in system-justification and
the production of false consciousness. British Journal of Social Psychology,
33(1), 1‑27. doi:10.1111/j.2044-8309.1994.tb01008.x
Jost, J. T., Banaji, M. R., & Nosek, B. A. (2004). A Decade of System Justification
Theory: Accumulated Evidence of Conscious and Unconscious Bolstering of the
Status Quo. Political Psychology, 25(6), 881–920.
Jost, J. T., & Burgess, D. (2000). Attitudinal ambivalence and the conflict between
group and system justification motives in low status groups. Personality and
Social Psychology Bulletin, 26(3), 293‑305.
(
45(
Jost, J. T., Burgess, D., & Mosso, C. O. (2001). Conflicts of legitimation among self,
group, and system: The integrative potential of system justification theory. In J.
T. Jost & B. Major (Éd.), The psychology of legitimacy: Emerging perspectives
on ideology, justice, and intergroup relations. (p. 363‑388). New York, NY US:
Cambridge University Press.
Jost, J. T., Chaikalis-Petritsis, V., Abrams, D., Sidanius, J., van der Toorn, J., & Bratt, C.
(2012). Why men (and women) do and don’t rebel: Effects of system
justification on willingness to protest. Personality and Social Psychology
Bulletin, 38(2), 197‑208. doi:10.1177/0146167211422544
Jost, J. T., & Hunyady, O. (2002). The psychology of system justification and the
palliative function of ideology. In W. Stroebe & M. Hewstone (Éd.), European
review of social psychology, Vol 13. (p. 111‑153). Hove England: Psychology
Press/Taylor & Francis (UK). Consulté à l’adresse
http://search.ebscohost.com/login.aspx?direct=true&db=psyh&AN=200502102-004⟨=fr&site=ehost-live
Jost, J. T., & Hunyady, O. (2005). Antecedents and consequences of system-justifying
ideologies. Current Directions in Psychological Science, 14(5), 260‑265.
Jost, J. T., & Kay, A. C. (2005). Exposure to Benevolent Sexism and Complementary
Gender Stereotypes: Consequences for Specific and Diffuse Forms of System
Justification. Journal of Personality and Social Psychology, 88(3), 498–509.
Jost, J. T., Kay, A. C., & Thorisdottir, H. (2009). Social and psychological bases of
ideology and system justification. (J. T. Jost, A. C. Kay, & H. Thorisdottir, Éd.).
New York, NY US: Oxford University Press.
Jost, J. T., Pelham, B. W., Sheldon, O., & Sullivan, B. N. (2003). Social inequality and
the reduction of ideological dissonance on behalf of the system: Evidence of
(
46(
enhanced system justification among the disadvantaged. European Journal of
Social Psychology, 33(1), 13‑36. doi:10.1002/ejsp.127
Kay, A. C., Gaucher, D., Peach, J. M., Laurin, K., Friesen, J., Zanna, M. P., & Spencer,
S. J. (2009). Inequality, discrimination, and the power of the status quo: Direct
evidence for a motivation to see the way things are as the way they should be.
Journal of Personality and Social Psychology, 97(3), 421‑434.
Kay, A. C., & Jost, J. T. (2003). Complementary Justice: Effects of « Poor but Happy »
and « Poor but Honest » Stereotype Exemplars on System Justification and
Implicit Activation of the Justice Motive. Journal of Personality and Social
Psychology, 85(5), 823‑837.
Kay, A. C., Jost, J. T., & Young, S. (2005). Victim Derogation and Victim
Enhancement as Alternate Routes to System Justification. Psychological Science,
16(3), 240‑246.
Kenny, D. A. (2012). Measuring model fit. Consulté le 17 décembre 2012. URL :
http://davidakenny.net/cm/fit.htm
Laurin, K., Kay, A. C., & Shepherd, S. (2011). Self-stereotyping as a route to system
justification. Social Cognition, 29(3), 360‑375. doi:10.1521/soco.2011.29.3.360
Laurin, K., Shepherd, S., & Kay, A. C. (2010). Restricted emigration, system
inescapability, and defense of the status quo: System-justifying consequences of
restricted exit opportunities. Psychological Science, 21(8), 1075‑1082.
doi:10.1177/0956797610375448
Lerner, M. J., & Miller, D. T. (1978). Just world research and the attribution process:
Looking back and ahead. Psychological Bulletin, 85(5), 1030‑1051.
doi:10.1037/0033-2909.85.5.1030
(
47(
Major, B., Gramzow, R. H., McCoy, S. K., Levin, S., Schmader, T., & Sidanius, J.
(2002). Perceiving personal discrimination: The role of group status and
legitimizing ideology. Journal of Personality and Social Psychology, 82(3),
269‑282. doi:10.1037/0022-3514.82.3.269
Marsh, H. W. (1986). Negative item bias in ratings scales for preadolescent children: A
cognitive-developmental phenomenon. Developmental Psychology, 22(1), 37‑49.
doi:10.1037/0012-1649.22.1.37
Marsh, H. W. (1996). Positive and negative global self-esteem: A substantively
meaningful distinction or artifactors? Journal of Personality and Social
Psychology, 70(4), 810‑819. doi:10.1037/0022-3514.70.4.810
Marsh, H. W., Hau, K.-T., & Wen, Z. (2004). In Search of Golden Rules: Comment on
Hypothesis-Testing Approaches to Setting Cutoff Values for Fit Indexes and
Dangers in Overgeneralizing Hu and Bentler’s (1999) Findings. Structural
Equation Modeling, 11(3), 320‑341. doi:10.1207/s15328007sem1103_2
McCoy, S. K., & Major, B. (2007). Priming meritocracy and the psychological
justification of inequality. Journal of Experimental Social Psychology, 43(3),
341‑351. doi:10.1016/j.jesp.2006.04.009
Meece, J. L., Glienke, B. B., & Burg, S. (2006). Gender and motivation. Journal of
School Psychology, 44(5), 351‑373. doi:10.1016/j.jsp.2006.04.004
MEN (2013). Grilles de références pour l’évaluation et la validation des compétences
du socle commun du palier 2. Consulté le 15 décembre 2013. URL :
http://eduscol.education.fr/cid53126/grilles-references-socle-commun.html
Napier, J. L., Thorisdottir, H., & Jost, J. T. (2010). The joy of sexism? A multinational
investigation of hostile and benevolent justifications for gender inequality and
their relations to subjective well-being. Sex Roles, 62(7-8), 405–419.
(
48(
Neff, K. D., Cooper, C. E., & Woodruff, A. L. (2007). Children’s and adolescents’
developing perceptions of gender inequality. Social Development, 16(4),
682‑699.
O’Brien, L. T., & Major, B. (2005). System-Justifying Beliefs and Psychological WellBeing: The Roles of Group Status and Identity. Personality and Social
Psychology Bulletin, 31(12), 1718‑1729. doi:10.1177/0146167205278261
OCDE (2011). Résultats du PISA 2009: Savoirs et savoir-faire des élèves –
Performance des élèves en compréhension de l’écrit, en mathématiques et en
sciences. Consulté le 20 mai 2013. URL :
http://dx.doi.org/10.1787/9789264097643-fr
Olson, K. R., Dweck, C. S., Spelke, E. S., & Banaji, M. R. (2011). Children’s responses
to group-based inequalities: Perpetuation and rectification. Social Cognition,
29(3), 270‑287.
Powell, R. B., Stern, M. J., Krohn, B. D., & Ardoin, N. (2011). Development and
validation of scales to measure environmental responsibility, character
development, and attitudes toward school. Environmental Education Research,
17(1), 91‑111.
R Core Team (2012). R: A language and environment for statistical computing. R
Foundation for Statistical Computing, Vienna, Austria. ISBN 3-900051-07-0,
URL http://www.R-project.org/
Rudman, L. A., & Glick, P. (2008). The social psychology of gender: How power and
intimacy shape gender relations. New York, NY US: Guilford Press.
Sarlet, M., & Dardenne, B. (2012). Le sexisme bienveillant comme processus de
maintien des inégalités sociales entre les genres. L’Année Psychologique, 112(3),
435‑463. doi:10.4074/S0003503312003053
(
49(
Satorra, A., & Bentler, P. M. (1994). Corrections to test statistics and standard errors in
covariance structure analysis. In A. von Eye & C. C. Clogg (Éd.), Latent
variables analysis: Applications for developmental research. (p. 399‑419).
Thousand Oaks, CA US: Sage Publications, Inc.
Sibley, C. G., Overall, N. C., & Duckitt, J. (2007). When women become more hostilely
sexist toward their gender: The system-justifying effect of benevolent sexism.
Sex Roles, 57(9-10), 743–754.
Silván-Ferrero, M. del P., & López, A. B. (2007). Benevolent sexism toward men and
women: Justification of the traditional system and conventional gender roles in
Spain. Sex Roles, 57(7-8), 607‑614.
Smith, T. W., & Kim, S. (2006). National pride in comparative perspective: 1995/96
and 2003/04. International Journal of Public Opinion Research, 18(1), 127‑136.
doi:10.1093/ijpor/edk007
Son Hing, L. S., Bobocel, D. R., Zanna, M. P., Garcia, D. M., Gee, S. S., & Orazietti, K.
(2011). The merit of meritocracy. Journal of Personality and Social Psychology,
101(3), 433‑450. doi:10.1037/a0024618
Spears Brown, C., & Bigler, R. S. (2004). Children’s Perceptions of Gender
Discrimination. Developmental Psychology, 40(5), 714‑726. doi:10.1037/00121649.40.5.714
Ståhl, T., Eek, D., & Kazemi, A. (2010). Rape victim blaming as system justification:
The role of gender and activation of complementary stereotypes. Social Justice
Research, 23(4), 239‑258. doi:10.1007/s11211-010-0117-0
Swain, S. D., Weathers, D., & Niedrich, R. W. (2008). Assessing three sources of
misresponse to reversed Likert items. Journal of Marketing Research, 45(1),
116‑131. doi:10.1509/jmkr.45.1.116
(
50(
Trochim, W. M (2006). The Research Methods Knowledge Base, 2nd Edition. Consulté
le 19 mai 2013. URL : http://www.socialresearchmethods.net/kb/
Wakslak, C. J., Jost, J. T., & Bauer, P. (2011). Spreading rationalization: Increased
support for large-scale and small-scale social systems following system threat.
Social Cognition, 29(3), 288–302.
Wong, N., Rindfleisch, A., & Burroughs, J. E. (2003). Do Reverse-Worded Items
Confound Measures in Cross-Cultural Consumer Research? The Case of the
Material Values Scale. Journal of Consumer Research, 30(1), 72‑91.
doi:10.1086/374697
(
51(
Annexe
Instructions : « Pour chacune des phrases suivantes tu dois choisir un chiffre entre
1 (Je ne suis pas du tout d’accord) et 7 (Je suis tout à fait d’accord) pour dire
à quel point tu es d’accord ou pas d’accord. Plus le chiffre que tu entoures est grand,
plus tu es d’accord avec la phrase. Moins le chiffre que tu entoures est grand, moins tu
es d’accord avec la phrase. Il n’y a pas de bonne ou de mauvaise réponse. La meilleure
réponse est celle qui correspond à ce que tu penses vraiment. »
Échelle de justification du système spécifique au genre.
1. Les hommes et les femmes partent avec les mêmes chances dans la vie.
2. En général, notre société permet autant aux hommes qu’aux femmes d’avoir ce qu’ils
méritent.
3. En général, les salaires des hommes et des femmes correspondent à leurs
compétences.
4. Dans une famille, il y a beaucoup de choses à faire. En général, l’homme et la femme
font ces choses autant l’un que l’autre.
5. Au travail, les hommes et les femmes ont les mêmes chances de devenir chef.
6. En travaillant dur, les hommes et les femmes obtiennent autant ce qu’ils veulent.
7. Un homme et une femme peuvent devenir riches et heureux autant l’un que l’autre.
8. Le monde professionnel donne les mêmes chances aux femmes qu’aux hommes.
Les participants indiquent leurs réponses sur une échelle en 7 points de type Likert
allant de 1 (Je ne suis pas du tout d’accord) à 7 (Je suis tout à fait d’accord).
(
52(

Clermont-Ferrand, France, le 12 Septembre 2014. Clermont

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