Echelle d`ajustement dyadique

Echelle d’ajustement dyadic
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L’encéphale (sous presse)
Echelle d’ajustement dyadique :
Intérêts cliniques d’une révision et validation d'une version abrégée
Pascal Antoine, Véronique Christophe & Jean-Louis Nandrino
UPRES URECA EA 1059 - Equipe « Famille, Santé & Emotion », Université de Lille 3
Résumé. Les problèmes de couples
constituent une des principales causes de
consultation en psychothérapie individuelle.
La Dyadic Adjustment Scale (Spanier, 1976) est
l’un des outils les plus utilisés pour évaluer
l'ajustement marital. Malgré ses qualités et sa
capacité à distinguer des personnes selon
leur niveau de détresse conjugale, sa
structure reste critiquée. Une profonde
révision factorielle a donc été réalisée à
partir des réponses de 246 participants. La
solution optimale se répartit selon 2 facteurs
– « le degré d’accord » et « la qualité des
interactions maritales » - avec 16 items et
52% de variance expliquée. La stabilité de la
structure a été vérifiée à l'aide de deux
échantillons. Les réponses des hommes et
des femmes suivent la même structure.
Enfin, cette échelle pouvant être utilisée
pour comparer le niveau de satisfaction des
conjoints au sein d’un même couple, il a été
vérifié que la différence des réponses aux
items entre les partenaires suivait la même
structure.
Une
analyse
factorielle
complémentaire de second ordre soutient à
la fois un facteur général d'ajustement et
cette organisation en deux composantes.
Cette forme abrégée est satisfaisante en
termes de validité et d'utilisation en
recherche et en clinique.
Mots clés : satisfaction maritale ; ajustement
dyadique ; couple ; évaluation
Abstract: The problems of couples
constitute one of the principal causes of
consultations in individual psychotherapy.
Dyadic Adjustment Scale (DAS; Spanier,
1976) is regarded as the most used
evaluation of marital adjustment. To date,
there is not fully satisfactory version, either
that the revisions pass by a reduction of the
underlying model, or they remain faithful to
the postulates of the DAS but without being
replicated. Moreover, from a clinical point
of view, marital therapy can lead to the
analysis of convergences and divergences in
the adjustment of each partner. The DAS
could be a tool particularly adapted to such
an evaluation. Nevertheless, both the
analysis of the individual profiles and the
analysis of the differences within the
partners require studying the structure of
the tool. Our studies aimed 1) to test again
the limits of the original structure and 2) to
identify by exploratory factor analysis, a
simple structure. These analyses will lead to
a simplification of the inventory decreasing
the number of scales as the number of items.
Nevertheless,
contrary
to
the
unidimensional tendency and the extreme
simplification of the number of items, we
wish to identify precisely the constructs
taken into account by the DAS and to
proceed in a rigorous and reproducible way
with two distinct samples. We will examine
the stability of the structure according to the
sex of the respondent. Finally we will check
the relevance of this factorial structure on
the differences between partners. The data
have been collected from a sample of 123
couples. The structure reported by Spanier
is not replicated. After a first elimination of
items on criteria of asymmetry and a weak
capacity of discrimination, we run factor
Adresse de correspondance : Pascal Antoine ou Véronique Christophe, UPRES URECA - UFR de
Psychologie - Université Lille 3 – BP 60149 – F-59653 Villeneuve d’Ascq Cedex
Email : [email protected] /[email protected]
Echelle d’ajustement dyadic
1
analysis with the answers of the subsample
of
validation.
We
chose
principal
components analysis with orthogonal
rotations in order to identify the most
independent constructs. 16 items were
preserved. They are organized in 2
dimensions explaining 52% of the variance.
The first factor relates to the degree of
agreement in couple (DA). Ten items
present loadings with this component
explaining 32% of the variance. The second
dimension, made up of 6 items corresponds
to the quality of the dyadic interactions (IQ).
This factor explains 20% of the variance. The
correlation between the scales derived from
this analysis is r=0.50 (p<0.01). The answers
of the subjects of the sample of crossvalidation follow the same factorial
structure, just as the male and female
samples. The analyses make it possible to
highlight the relevance of a hierarchical
structure and consequently the possibility of
a total score. The coefficients of internal
consistency are 0.89 for the total scale and
the scale of degree of agreement and 0.75 for
the scale of quality of the interactions. The
DAS-16 being strongly correlated with the
DAS, it is possible to obtain an equivalence
of score. In conclusion the results highlight
a unidimensional structure and twodimensional comprehension of the marital
adjustment. The factors are stable and
similar for the sex. Moreover, one of the
weaknesses of the original version of the
DAS was due to the lack of independence of
the scales. This revision allows identifying
factors which are moderately correlated.
Finally, one of the originalities of this
revision consisting in the validation of a use
of the differences within the partners is
mainly supported by the validation of an
abbreviated form.
Key words: marital satisfaction; dyadic
adjustment; couple; evaluation
INTRODUCTION
Les problèmes de couple constituent un des
principaux motifs de consultation en
psychothérapie individuelle (17). Pourtant,
jusqu'aux années 80, l'évaluation de
l'ajustement
marital
intéressait
essentiellement les spécialistes en thérapie ou
en conseil conjugal et les chercheurs
souhaitant identifier des prédicteurs de la
stabilité ou de la dissolution du couple.
Aujourd'hui, de plus en plus de recherches
s'inscrivant
dans
une
perspective
psychosociale,
que
ce
soit
en
psychopathologie et en psychologie de la
santé, intègrent ce type de mesure dans le but
d'évaluer l'impact de l'environnement
conjugal sur la santé.
(échelle de consensus), une faible fréquence
de conflits et d’interactions négatives
(échelle de satisfaction), une fréquence
élevée d’activités communes (échelle de
cohésion) et peu de problèmes affectifs ou
sexuels (échelle d’expression affective).
Traditionnellement intégrée dans les études
sur
le
fonctionnement
et
le
dysfonctionnement marital, la DAS est de
plus en plus utilisée dans d'autres contextes
où l'ajustement du couple est susceptible
d'être éprouvé : en
psycho-oncologie (23), en psychopathologie
(29), ou dans le domaine du stress
professionnel
(13).
C'est
également
l'inventaire de référence dans les études sur
l'efficacité des thérapies de couple (30).
Outre l'avantage d'être multidimensionnelle
(3), la DAS a été développée en utilisant un
niveau d’exigence et des méthodes
psychométriques proches des standards
actuels (9). Construite principalement à
partir des items des outils existants en 1976
(24), la DAS intègre et élargit donc le
construit propre aux inventaires de ce type
(6), en particulier le Marital Adjustment Test
(MAT; 16). Une des qualités incontestée de la
La Dyadic Adjustment Scale (DAS ; 24) est
considérée
comme
l'évaluation
de
l'ajustement marital la plus fréquemment
utilisée (8, 9). Il y a vingt ans, le nombre
d’études ayant utilisé cet outil dépassait déjà
le millier (25). La DAS est basée sur l’idée que
l’ajustement dans le couple est un processus
reposant sur quatre composantes (24) : un
haut degré d’accord entre les partenaires
Echelle d’ajustement dyadic
DAS est la validité critérielle ou discriminante.
Elle permet de distinguer les personnes vivant
en couple de celles séparées ou divorcées (9,
21), ainsi que les personnes tout-venant de
personnes en thérapie de couple (3). Cet outil
peut également être utilisée comme un bon
prédicteur de la stabilité ou de la dissolution
du couple (14, 19), et est sensible aux
changements en cours de thérapie de couple
(28, 30). Spanier a souhaité créer une échelle
applicable dans la plupart des situations de
couple, d'où la neutralité de sa dénomination :
dyadique plutôt que maritale. Il a testé la
structure auprès de couples mariés américains
mais en pré-testant la validité de contenu des
items auprès de couples en concubinage. Par
la suite, les recherches ont de nouveau
éprouvé la validité auprès d'échantillons dans
des contextes géographiques et/ou culturels
diversifiés, auprès de couples ou de conjoints
isolés,
mariés
ou
en
concubinage,
hétérosexuels ou homosexuels. Parmi toutes
les caractéristiques d’échantillonnage, c’est le
sexe qui fait l’objet des analyses les plus
rigoureuses. Plusieurs études factorielles
exploratoires ont mis en évidence des
différences entre les hommes et les femmes (1,
7, 11, 12) alors que les analyses confirmatoires
vont dans le sens d'une congruence entre les
structures factorielles (18, 22, 27).
Analyses des variables latentes et révisions
En dépit de sa popularité, de sa consistance et
de ses multiples domaines d’application, le
débat demeure concernant sa structure
interne. Face à la multiplicité des
caractéristiques des échantillons et des
méthodes, seuls les résultats stables peuvent
être considérés. Six recherches exploratoires
(2, 5, 7, 12, 22, 26) rapportent des divergences
entre la structure factorielle observée et la
structure
princeps.
Les
corrélations
relativement élevées entre les facteurs de la
DAS ou entre les échelles qui en sont issues,
ainsi que la part très majoritaire de variance
expliquée par le premier facteur après
rotation, ont conduit plusieurs recherches à
tester la supériorité d'une structure
unidimensionnelle ou d'une structure
hiérarchique. Quatre études confirmatoires
conduisent à rejeter la structure princeps (14)
ou à considérer une organisation hiérarchique
2
comme équivalente (27) ou supérieure (6,
18) à la structure rapportée par Spanier.
La structure de la DAS est donc à réviser
(25) sinon à reconsidérer totalement (12).
Depuis sa création, trois révisions ont été
dans le sens d'une unidimensionnalité
contre une dans le sens d'une structure
hiérarchique. La première révision par
Sharpley et al. en 1982 et 1984 (20-21)
propose de conserver uniquement les items
les plus discriminants. Il en résulte une
version dite ADAS ou DAS-7. Kurdek (1992)
tente de clarifier la structure sous-jacente en
ne conservant que les 10 items de l'échelle
de satisfaction. La DAS et ses versions en 7
et en 10 items sont fortement corrélées (10).
Sabourin, Valois et Lussier en 2005 utilisent
une méthode faisant appel au modèle de
réponse à l'item et sélectionnent 4 items (19).
Toutefois, cette DAS-4 est également
constituée uniquement par des items de
satisfaction. Ces propositions, quel qu'en
soit
le
cheminement
théorique
et
méthodologique
(validité
empirique,
validité de contenu ou variable latente de
discrimination) se font au prix d'un
appauvrissement de la nature de l'outil et
s'éloignent des postulats sous-jacents à
l'élaboration de la DAS. L'ajustement du
couple ne peut se réduire à la satisfaction
maritale (6) et doit être considéré comme
une combinaison complexe de différents
paramètres (24) dont seule une évaluation
multidimensionnelle peut rendre compte.
Les DAS-4 à DAS-10 se prêtent
essentiellement
à
des
recherches
épidémiologiques mais non à des analyses
dans des recherches psychosociales ou à une
utilisation clinique. Une alternative est
proposée par Busby et al. (1995) qui
construisent un modèle en 2 niveaux
hiérarchiques. Au premier niveau, ils
conservent 7 paires d'items regroupés en
fonction de leur contenu, et censés être
organisés eux-même en 3 facteurs. Ils testent
ce modèle par analyse confirmatoire et
créent ainsi une version dite R-DAS ou
DAS-14 en 3 facteurs : consensus,
satisfaction et cohésion. Cette méthode
soulève cependant plusieurs problèmes. La
valeur psychométrique des variables
latentes de premier ordre (les paires
Echelle d’ajustement dyadic
d'items) est confuse puisque les sous-échelles
qui en découleraient ne peuvent être
consistantes faute d'un nombre suffisant
d'items. Le problème majeur reste qu'une
contre-validation a échoué à reproduire ce
modèle hiérarchique (27).
Deux autres points de validité attirent
également l'attention. Premièrement, Spanier
part du principe qu'il faut utiliser des
rotations obliques puisqu'il travaille sur des
variables corrélées tout en souhaitant faire
émerger des phénomènes distincts. Il est donc
logique d’observer des corrélations très
élevées entre les 4 construits. Une méthode
orthogonale aurait peut-être permis de
minorer cette tendance. En outre, aucune
étude confirmatoire ne teste l'intérêt d'un
modèle orthogonal par rapport à un modèle
oblique. Deuxièmement, sur un plan clinique,
le travail thérapeutique avec un couple peut
conduire à l'analyse des convergences et
divergences dans l'ajustement de chacun des
partenaires. La DAS est un outil privilégié
dans ce cadre. Néanmoins, au même titre que
pour l'analyse des profils individuels,
l'analyse des différences au sein du couple
nécessite d'en étudier la structure.
A ce jour, il n'existe donc pas de version
pleinement satisfaisante, soit les révisions
passent par un appauvrissement de la théorie
définitoire, soit elles restent fidèles aux
postulats de la DAS mais sans pouvoir être
répliquées.
Objectifs de la recherche
L’objectif princeps de cette étude sera donc
d’éprouver de nouveau les limites de la
structure originale pour identifier ensuite, par
des méthodes exploratoires, une structure
factorielle
dite
« simple »,
c’est-à-dire
répondant à des principes d’organisation des
saturations des items bien codifiés dans la
littérature. Néanmoins, au contraire de la
tendance unidimensionnelle et l'extrême
simplification du nombre d'items, il est
souhaitable d'identifier de façon la plus fine
possible les phénomènes latents pris en
compte par la DAS et de procéder de façon
rigoureuse et reproductible avec un
échantillon puis un contre-échantillon. Cette
première étape devrait ainsi conduire à une
simplification de l'inventaire tant en nombre
3
de sous-échelles qu'en nombre d'items tout
en respectant ses fondements conceptuels.
De plus, il est important d'examiner la
stabilité de la structure en fonction du sexe
du répondant et de vérifier la pertinence de
cette structure factorielle en fonction des
différences entre les réponses des
partenaires du couple. Cette seconde étape
permettra une utilisation plus fine de
l’échelle
pour
des
applications
thérapeutiques et des évaluations cliniques.
METHODE
Participants
Les données ont été recueillies auprès d’un
échantillon de 123 couples hétérosexuels,
soit 246 participants, volontaires et non
rémunérés, recrutés dans la région NordPas-de-Calais. Les participants étaient âgés
de 18 à 75 ans avec une moyenne d’âge de
36,9 ans ±13,2. Les couples étaient constitués
depuis 9 mois à 51 ans avec une moyenne
de 13,4 ans ±11,3. Cinquante-cinq couples
n'ont pas d'enfant. Les sujets ont un score
moyen à la DAS de 111,3 ±18,6. Cette
moyenne est légèrement inférieure à celles
des échantillons recrutés pour les
validations antérieures mais est tout à fait
cohérente avec la moyenne rapportée par
Kurdek (15) pour des couples mariés depuis
10 ans. Soixante dix-neuf participants ont un
score d'ajustement dyadique inférieur au
seuil de détresse (107) et cent soixante sept
ont un score égal ou supérieur à celui-ci (4).
Matériel
Les participants ont été invités à compléter
individuellement la version francophone de
la DAS utilisée dans de nombreuses études
de
validité
auprès
d’échantillons
francophones (2, 18-19, 27). Cette version de
l’échelle est composée de 32 items relatifs à
des thématiques et des événements de la
relation de couple. Pour chaque dimension
mesurée, les participants devaient indiquer
leur réponse en référence au mois précédent
sur des échelles de type Likert allant de 2 à 7
points selon l’item.
Déroulement des analyses
Les analyses descriptives, inférentielles et
corrélationnelles ont été réalisées sous
Statistica 6 et SPSS 11. Les analyses
Echelle d’ajustement dyadic
confirmatoires ont été réalisées avec Lisrel
8.5. Les analyses multidimensionnelles visant
à l’exploration d’une nouvelle structure sont
réalisées sur les réponses d’un échantillon dit
« validation » et vérifiées à l’aide d’un
échantillon dit « contre-validation ». Ces deux
groupes sont constitués en affectant les deux
partenaires de chaque couple dans un groupe
différent. De cette façon, les deux groupes
sont similaires pour la proportion du sexe des
participants, et les sujets à l’intérieur de
chaque groupe sont indépendants les uns des
autres.
RESULTATS
Reconduction des analyses princeps
Une
première
série
d'analyses
multidimensionnelles en axes principaux puis
en composantes principales, avec des
rotations obliques (direct oblimin) puis
orthogonales (varimax) a été réalisée. La
méthode
d'extraction
aboutit
à
des
répartitions de saturations strictement
identiques. Le seul changement tient à la part
de variance expliquée : 50,3% pour l'analyse
en composantes principales et 43,1% pour
l'analyse en axes principaux. La méthode de
rotation entraîne des répartitions de
saturations assez différentes. La rotation
orthogonale conduit à identifier 7 items qui
présentent une saturation supérieure à 0,40
dans deux composantes distinctes. La
rotation oblique conduit à 11 items avec une
double saturation et 6 items avec une triple
saturation. Seules les analyses en rotation
orthogonale sont donc compréhensibles. Les
items mesurant la « cohésion » sont
regroupés dans un facteur, les items
« d'expression affective » sont regroupés avec
la majorité des items de « satisfaction », les
autres items de « satisfaction » sont regroupés
avec la majorité des items de « consensus ».
Le dernier facteur isole une petite partie des
items de « consensus ». La structure
rapportée par Spanier (1976) n'est donc pas
reconduite avec cet échantillon.
Sélection des items et analyses factorielles
Il est fréquemment rapporté que les items de
la DAS présentent des distributions de
réponses asymétriques (14, 18, 27). Trois
4
items présentent des indices élevés en
asymétrie (>2) et/ou en aplatissement (>3).
L'étude
princeps
(24)
comme
les
propositions de révisions suivantes (3, 14,
19-21) ont tenu compte de la capacité de
discrimination des items retenus. L'analyse
des corrélations entre chaque item et le
score total à la DAS permet d'identifier trois
items dont la contribution est faible (r<0,40).
Avec les 27 items ainsi retenus, des analyses
en composantes principales avec rotation
orthogonale ont été conduites sur les
réponses du sous-échantillon de validation.
L’examen des valeurs propres selon le
principe de Kaiser et le scree-test de Cattell
a conduit à retenir et comparer les
structures en deux et trois dimensions. La
solution en 3 composantes étant plus
difficilement interprétable, celle en deux
composantes a été privilégiée dans la suite
des analyses. Afin d’aboutir à une structure
compréhensible, synthétique et stable, des
critères de sélection ont été utilisés
permettant de déterminer quels items
seraient
inclus
dans
chacune
des
composantes : saturation la plus élevée
supérieure à 0,40 ; saturations sur les autres
facteurs inférieures à 0,40 ; écart entre la
saturation la plus élevée et les autres
supérieur à 0,15. Après analyse des poids
factoriels et suppressions itératives des
items ne satisfaisant pas à ces critères de
sélection, 16 items ont été conservés (tableau
I). Ils s’organisent en 2 dimensions
expliquant 52% de la variance totale.
____________________________
Insérer tableau I
____________________________
Le premier facteur concerne le « degré
d'accord dans le couple » (DA). Dix items
présentent une saturation élevée avec cette
composante expliquant 32% de la variance
totale après rotation. Les items sont relatifs
aux domaines de divergence (divorce,
agacement) ou de convergence (buts
communs, attitude conjointe dans les
relations avec l'entourage). En référence à la
DAS, on retrouve des items d'expression
affective, de consensus et de satisfaction. La
deuxième dimension, constituée de 6 items
correspond à la « qualité des interactions
Echelle d’ajustement dyadic
dyadiques » (QI). Ce facteur explique 20% de
la variance totale. Les items cernent des
domaines ou des comportements d'échange
et de partenariat dans le couple. Ce sont des
items issus de l'échelle satisfaction et de
cohésion. La corrélation entre les deux
échelles dérivées de cette analyse est r =.50 (p
< .01).
La stabilité de cette organisation factorielle a
été vérifiée avec le sous-échantillon de contrevalidation (tableau I). On observe des
variations dans l'intensité des saturations
mais l'appartenance des items aux deux
composantes est identique. Le test par
méthode confirmatoire de l'égalité complète
entre les structures factorielles des réponses
des deux sous-échantillons de validation est
satisfaisant (tableau II). La même méthode est
utilisée pour comparer les données en
fonction du sexe. Les analyses exploratoires
permettent de constater la similarité dans la
répartition de saturations (tableau I) et
l'analyse confirmatoire va dans le même sens
(tableau II). Enfin, la dernière hypothèse
factorielle portait sur la similarité entre la
structure des réponses et la structure de la
différence de réponses au sein du couple. Sur
le plan exploratoire, les saturations sont
globalement similaires toutefois la part de
variance expliquée par les deux composantes
n'est que de 35% (tableau I). Sur le plan
confirmatoire, les indicateurs d'ajustement
entre la structure obtenue avec l'échantillon
de validation et la structure obtenue par la
différence des réponses dans le couple sont
plus faibles et légèrement en deçà des seuils
de convention (tableau II).
____________________________
Insérer tableau II
____________________________
Vérification de l’hypothèse hiérarchique
Une analyse hiérarchique des facteurs
obliques a également été réalisée (tableau I).
Cette analyse aboutit à un facteur unique
d’ordre supérieur avec lequel 15 des 16 items
présentent des saturations supérieures à .40.
La répartition des saturations des items avec
les deux composantes de la structure simple
mise en évidence précédemment est
préservée.
5
Analyses des qualités psychométriques de
la DAS-16
Les coefficients α de Cronbach sont d'un
niveau satisfaisant : 0,89 pour l'échelle totale
et l'échelle de degré d'accord et 0,75 pour
l'échelle de qualité des interactions. La DAS16 étant fortement corrélée avec la DAS (r =
0,97; p < .01), il est possible d'utiliser une
formule de régression pour obtenir une
équivalence de score et ce avec une marge
d'erreur très faible : [DAS = (DAS16 + 4,8) /
0,55]. Pratiquement, en dehors des valeurs
extrêmes, cela revient à multiplier par 2 le
score de la DAS-16. La DAS-32 est fortement
corrélée avec les échelles DA (r = 0,94 ; p <
.01) et QI (r = 0,71 ; p < .01). La DAS-16 n'est
liée que très faiblement avec l'âge des
participants (r = 0,14 ; p < .05) et la durée de
la relation de couple (r = 0,16 ; p < .05).
Enfin, les corrélations entre les scores des
partenaires sont élevées, de r = 0,62 (p < .01)
pour la qualité des interactions à r = 0,70 (p
< .01) pour le degré d’accord.
Outre la comparaison des structures
factorielles en fonction du sexe, les scores
ont été également comparés. Que ce soit
avec la DAS ou les échelles de la DAS-16, les
différences de scores sont non significatives
(tableau III). Enfin, il était important de
vérifier la capacité des échelles à discriminer
les échantillons en détresse conjugale des
échantillons sans détresse. Deux groupes
contrastés ont été construits en fonction des
seuils existants dans la littérature sur la
DAS. Les seuils extrêmes utilisés dans la
littérature étant 92 et 107 (19), le groupe
« détresse » a été constitué avec les sujets
dont le score est inférieur à 92 et le groupe
« sans détresse » avec les sujets dont le score
est supérieur à 107. Les deux échelles de la
DAS-16 permettent de distinguer ces
échantillons (tableau III).
____________________________
Insérer tableau III
____________________________
DISCUSSION
La révision proposée devait répondre à des
exigences multiples : un inventaire assez fin
pour
une
utilisation
clinique,
un
Echelle d’ajustement dyadic
questionnaire unidimensionnel et assez court
pour des recherches épidémiologiques, un
questionnaire qui puisse être utilisé en
consultation individuelle ou en consultation
de couple. Ce travail s'est orienté vers une
méthode de sélection des items classique
mais rigoureuse, tenant compte du plus
grand nombre possible de mises en garde
dans la littérature et permettant une
utilisation validée des différences de scores
au sein du couple.
Les résultats mettent en évidence une
structure
autorisant
une
lecture
unidimensionnelle et bidimensionnelle de
l'ajustement
marital.
Cette
structure
hiérarchique est cohérente avec les résultats
des
études
de
validité
existantes.
L’échantillon recruté pour cette révision est
de 123 couples, soit 246 sujets. Le ratio
items/sujets était suffisant pour permettre de
privilégier la stabilité factorielle transéchantillons. Les deux facteurs identifiés sont
stables d'un échantillon à l'autre et similaires
pour les hommes et les femmes, ce qui
constitue un des points forts de cette nouvelle
version. De plus, une des originalités de cette
révision consistait dans la tentative de
validation d'une utilisation des différences de
scores au sein du couple. Cette pratique,
largement intuitive, nécessitait une validation
préalable qui n'existait pas dans la littérature.
Les résultats viennent l'étayer en grande
partie.
L'organisation
factorielle
des
différences de réponses est en effet cohérente
avec celle obtenue pour les différents
échantillons. La justesse des indicateurs
confirmatoires paraît imputable à la
différence de métriques des données étudiées
(réponses vs différences de réponses) plus
qu'à des différences de leurs organisations
respectives.
Une des faiblesses de la version originale de
la DAS tient au manque de spécificité ou
d'indépendance des différentes sous-échelles.
En revanche, la révision permet de faire
émerger deux facteurs, DA et QI, qui sont
modérément corrélés ce qui vient justifier
leur appartenance à un même inventaire tout
en soulignant leur complémentarité. Ce
résultat représente également un des points
forts de cette révision. De plus, ces deux
facteurs ne sont pas de simples dérivés de
6
deux des quatre dimensions de la DAS. Ils
sont constitués d'items issus de 3 échelles
pour le degré d'accord et de 2 échelles pour
la qualité des interactions. La structure
initiale est donc profondément reconsidérée
tout en favorisant une relation étroite avec
cette révision comme en témoignent les
corrélations entre les scores. Ces liens élevés
permettent
l'établissement
d'une
correspondance dans les scores et
l'adoption, au moins temporaire, du cut-off
de 107 (4), soit 54 pour la DAS-16. Enfin, les
échelles créées présentent une consistance
tout à fait satisfaisante.
Plusieurs prolongements peuvent être
envisagés
pour
cette
recherche.
Premièrement,
l'échantillon
est
de
convenance s'inspirant de la méthodologie
proposée par Busby et al. coll. (3). Seuls des
couples hétérosexuels ont été intégrés à
l'étude. Aussi, il n'est pas possible d'assurer
pleinement la généralisation des résultats.
Un recrutement plus large en effectif et des
critères
d'inclusion
plus
ouverts
constitueraient des atouts dans ce sens.
Deuxièmement, la structure mise en
évidence est à contre-valider et ce d'autant
plus qu'elle est le fruit d'une réduction
parmi les 32 items de la DAS (9). Il convient
donc de vérifier que la structure est toujours
valide lorsque seuls les 16 items sont
utilisés.
Troisièmement, les modalités de réponse
pour chaque item ne sont pas homogènes.
Des modifications mineures dans les
échelles de réponse de type Likert sont
proposées afin de les améliorer, de les
homogénéiser et ainsi d'en faciliter la
passation. Quatre items peuvent faire l'objet
de réponses situées entre « jamais et
toujours » plutôt que de « jamais à plus
d'une fois par jour ». Cela ne modifie ni le
nombre de modalités de réponses (N = 6), ni
le contenu mais cela homogénéise les items.
De la même façon, un item en 5 modalités
de réponses peut évoluer vers 6 modalités.
Un dernier item peut être simplifié en
supprimant
la
modalité
extrême
« parfaitement heureux » redondante avec
la précédente « extrêmement heureux ».
Ainsi, tous les items sont en 6 modalités de
réponses (cf. annexe 1). Une contre-
Echelle d’ajustement dyadic
validation est donc importante à ce titre
également.
Un des principes de cette révision était de
s’intéresser à une structure qui serait
commune aux hommes et aux femmes. De
façon opposée, on pourrait s’intéresser à ce
qui distingue les hommes et les femmes en
terme d'ajustement. Par ailleurs, si la stabilité
de la structure en fonction du sexe est
vérifiée, l'effectif de sujets en détresse
maritale était trop restreint pour vérifier la
stabilité factorielle sur ce critère. Des travaux
sont donc à envisager avec des couples en
difficultés, soit strictement sur le plan marital,
soit en raison d’un événement de vie
impliquant la famille (maladie par exemple).
Dans ces deux cas, on peut faire l’hypothèse
d’une modification de la structure. En effet, si
le fonctionnement marital met en jeu
plusieurs composantes, on peut faire
l'hypothèse que le dysfonctionnement marital
serait plus global. Traditionnellement, les
études sur l'ajustement du couple ou la
satisfaction conjugale s'intéressent à des
sujets avec ou sans détresse maritale, ce
champ de recherche reposant implicitement
sur une définition de la satisfaction comme
une absence d'insatisfaction. Pourtant rien ne
permet d'affirmer que les facteurs qui
conduisent à l'insatisfaction sont les mêmes
que ceux qui permettent la satisfaction. Une
étude complémentaire est donc nécessaire
pour déterminer si les difficultés maritales
constituent un phénomène complexe, en deux
dimensions avec la DAS-16, ou un
phénomène
global,
c'est-à-dire
unidimensionnel.
Références
1. Antill JK, Cotton S. Spanier's Dyadic
Adjustment Scale: Some confirmatory
analyses. Aust Psychol 1982 ; 17 (2) : 1819.
2. Baillargeon J, Dubois G, Marineau R.
Traduction
française
de
l'Échelle
d'ajustement dyadique. CanJ Behav Sci
1986 ; 18 : 25-34.
3. Busby DM, Christensen C, Crane DR et al.
A revision of the Dyadic Adjustment
Scale for use with distressed and
nondistressed
couples:
Construct
hierarchy and multidimensional scales.
7
Journal of Marital and Family Therapy
1995 ; 21 : 289–308.
4. Crane DR, Allgood S, Larson JH et al.
Assessing
marital
quality
with
distressed and non-distressed couples:
A comparison and equivalency table for
three frequently used measures. J
Marriage Fam 1990 ; 52 : 87-93.
5. Crane DR, Busby DM, Larson JH. A factor
analysis of the Dyadic Adjustment Scale
with distressed and non-distressed
couples. Am J Fam Ther 1991 ; 19 : 60-6.
6. Eddy JM, Heyman RE, Weiss RL. An
empirical evaluation of the Dyadic
Adjustment
Scale:
Exploring
the
differences
between
marital
“satisfaction” and “adjustment”. Behav
Assess 1991 ; 13 : 199–220.
7. Gentili P, Contreras L, Cassaniti M et al.
La Dyadic Adjustment Scale : Una
misura dell'adattamento di coppia.
Minerva psichiatrica 2002 ; 43 : 107-16.
8. Glenn ND. Quantitative research on
marital quality in the 1980s: A critical
review. J Marriage Fam 1990 ; 52 : 818–
31.
9. Hunsley J, Best M, Lefebvre M et al. The
seven item short form of the dyadic
adjustment scale: Further evidence for
the construct validity. Am J Fam Ther
2001 ; 29 (4) : 325-35.
10. Hunsley J, Pinsent C, Lefebvre M et al.
Construct validity of the short forms of
the Dyadic Adjustment Scale. Fam Relat
1995 ; 44 : 231–7.
11. Hunsley J, Vito D, Pinsent C et al. Are
self-report
measures
of
dyadic
relationships influenced by impression
management biases? J Fam Psychol 1996
; 10 : 322-30.
12. Kazak A, Jarmas A, Snitzer L. The
assessment of marital satisfaction: An
evaluation of the dyadic adjustment
scale. J Fam Psychol 1988 ; 2 : 82-91.
13. Kinnunen U, Geurts S, Mauno S. Workto-family and its relationship with
satisfaction and well-being: a one year
longitudinal
study
on
gender
differences. Work & Stress 2004 ; 18 : 122.
14. Kurdek LA. Dimensionality of the Dyadic
Adjustment Scale: Evidence from
Echelle d’ajustement dyadic
heterosexual and homosexual couples. J
Fam Psychol 1992 ; 6 : 22–35.
15. Kurdek LA. The Nature and Predictors of
the trajectory of Change in Marital
Quality for Husbands and Wives over the
First 10 Years of Marriage. Dev Psychol
1999 ; 35 : 1283-96.
16. Locke HJ, Wallace KM. Short maritaladjustment and prediction tests: Their
reliability and validity. Marriage Fam
Living 1959 ; 21 : 251-5.
17. Maling MS, Gurtman MB, Howard K. The
response of interpersonal problems to
varying
doses
of
psychotherapy.
Psychother Res 1995 ; 5 : 63-75.
18. Sabourin S, Lussier Y, Laplante B et al.
Unidimensional and multidimensional
models of dyadic adjustment: A
hierarchical reconciliation. Psychol Assess
1990 ; 2 : 333–7.
19. Sabourin S, Valois P, Lussier Y.
Development and validation of a brief
version of the Dyadic Adjustment Scale
using a nonparametric item analysis
model. Psychol Assess 2005 ; 17 : 15-27.
20. Sharpley CF, Cross DG. A psychometric
evaluation of the Spanier Dyadic
Adjustment Scale. J Marriage Fam 1982 ;
44 : 739–41.
21. Sharpley CF, Rogers HJ. Preliminary
validation of the Abbreviated Spanier
Dyadic
Adjustment
Scale:
Some
psychometric data regarding a screening
test of marital adjustment. Educ Psychol
Meas 1984 ; 44 : 1045–9.
22. Shek DTL. The Chinese version of the
Dyadic Adjustment Scale: Does language
8
make a difference? J Clin Psychol 1995 ;
51 : 802-11.
23. Shields CG, Rousseau SJ. A pilot Study of
an intervention for Breast Cancer
Survivors and Their Spouses. Fam Proc
2004 ; 43 : 95-107.
24. Spanier
GB.
Measuring
dyadic
adjustment: New scales for assessing the
quality of marriage and similar dyads. J
Marriage Fam 1976 ; 38 : 15–28.
25. Spanier GB. Improve, refine, recast,
expand, clarify—don’t abandon. J
Marriage Fam 1985 ; 47 : 1073–4.
26. Spanier GB, Thompson L. A confirmatory
analysis of the dyadic adjustment scale.
J Marriage Fam 1982 ; 44 : 731-8.
27. Vandeleur CL, Fenton BT, Ferrero F et al.
Construct validity of the French version
of the Dyadic Adjustment Scale. Swiss J
Psychol 2003 ; 62 : 167-76.
28. Whisman MA, Jacobson NS. Change in
marital adjustment following marital
therapy: A comparison of two outcome
measures. Psychol Assess 1992 ; 4 : 21923.
29. Whisman MA, Uebelacker LA, Weinstock
LM. Psychopathology and Marital
Satisfaction:
The
Importance
of
Evaluating Both Partners. J Consult Clin
Psychol 2004 ; 72 : 830-8.
30. Wood ND, Crane DR, Schaalje GB et al.
What Works for Whom: A MetaAnalytic Review of Marital and Couples
Therapy in Reference to Marital
Distress. Am J Fam Ther 2005 ; 33 : 27387.
Echelle d’ajustement dyadic
9
Annexe 1 : L'inventaire révisé DAS-16
Veuillez indiquer votre réponse en cochant la
proposition qui correspond à ce que vous vivez.
Nous sommes généralement d’accord dans les
domaines suivants :
La
Assez
plupar Toujo
Rarem Parfoi
souve
Jamais
urs
t du
ent
s
nt
d’acco
temps d’acco
d’acco d’acco
d’acco
rd
d’acco rd
rd
rd
rd
rd
Les objectifs, les buts et ce qu’on trouve important
01
dans la vie.
02 Les prises de décision importantes.
03 Les marques d’affection.
04 Les amis.
05 Les relations sexuelles.
06 La philosophie de la vie.
Les façons d’agir avec les parents et les beaux
07
parents.
La
Assez
plupar Toujo
Pour chacune des phrases suivantes, veuillez
Rarem Parfoi
Jamais
souve
t du
indiquer votre réponse en cochant la proposition
ent
s
urs
nt
temps
qui correspond à ce que vous vivez
Il m’arrive de penser au divorce, à la séparation
08
ou à terminer notre relation
09 Nous nous « tapons sur les nerfs ».
10 Nous avons des échanges d’idées stimulants.
11 Nous discutons calmement.
12 Je me confie à mon partenaire.
Nous avons des intérêts communs à l’extérieur de
13
la maison.
14 Nous rions ensemble.
15 Nous travaillons ensemble à un projet.
Extrê
meme
nt
malhe
ureux
Quel est globalement votre degré de bonheur
16
dans votre relation ?
Extrê
Passab Un
Très meme
lement peu Heure
heure
nt
malhe malhe ux
ux
heure
ureux ureux
ux
Echelle d’ajustement dyadic
Tableau I. Saturations des 16 items conservés dans les analyses en 2 composantes a
Analyse
DemiDemisur les
échantillon
Demi-échantillon
échantillon Echantillon Echantillon
différences
de
de contre- masculin
féminin
/ analyse
dans la
validation
(echM)
(echF)
hiérarchique
validation
dyade
initiale
(echCV)
(echD)
(echV)
n=123
n=123
n=123
n=123
n=123
n=123
DA
QI DA QI DA QI DA QI DA QI CH DA QI
objectifs
0,80
0,71 0,31 0,79 0,20 0,74 0,23 0,50 0,21 0,55 0,60
décisions
0,80
0,68
0,72
0,75
0,64
0,52 0,61
divorce
0,75 0,23 0,80
0,75
0,80
0,49
0,56 0,55
parents
0,73
0,54 0,27 0,66
0,65
0,42 0,29 0,47 0,56
nerfs
0,71
0,57 0,29 0,73
0,58 0,29 0,65
0,50 0,53
philosophie 0,70 0,22 0,59 0,40 0,66 0,30 0,68 0,26 0,55 0,34 0,53 0,51
amis
0,69
0,75 0,22 0,75
0,69
0,67
0,42 0,54
bonheur
0,67 0,37 0,77 0,32 0,73 0,30 0,72 0,33 0,57
0,59 0,45
affection
0,66 0,24 0,77
0,67
0,76
0,56
0,52 0,48
sexualité
0,44 0,29 0,55
0,53
0,43 0,22 0,58
0,42 0,29
échange
0,71
0,78
0,54 0,47
0,57
0,74
0,78
d’idées
discussions
0,73 0,23 0,64
0,64 0,20 0,74
0,72 0,47
0,57
projet
0,60 0,49
0,54
0,71 0,27 0,59 0,21 0,61 0,20 0,70
commun
rire
0,50
0,77 0,28 0,62 0,29 0,51 0,48
0,67
0,73
ensemble
confidence 0,28 0,63 0,25 0,51 0,25 0,54 0,30 0,65 0,27 0,40 0,52
0,45
intérets
0,35
0,49
0,57 0,24 0,51
0,54
0,50 0,39
communs
Var. Exp
5,10 3,15 4,84 3,07 5,12 2,77 5,03 3,25 3,43 2,21
Prp.Tot
0,32 0,20 0,30 0,19 0,32 0,17 0,31 0,20 0,21 0,14
a
Structure obtenue par analyse en composantes principales puis rotation VARIMAX ; les
saturations supérieures à 0,40 sont indiquées en gras ; les saturations inférieures à 0,20 ont
été omises pour simplifier la lecture. Les items sont présentés suivant l’ordonnancement
décroissant de saturation dans leur facteur d’appartenance. DA : degré d’accord ; QI : qualité
des interactions, CH : composante hiérarchique.
10
Echelle d’ajustement dyadic
0
Tableau II. Tests de l'égalité complète entre les structures factorielles
Chi2
ddl
P
RMSEA SRMR
echV et echCV 378,80
239
<0,000
0,069
echM et echF 386,77
239
<0,000
echV et echD 406,34
239
<0,000
GFI
NFI
0,071
0,97
0,96
0,071
0,076
0,97
0,94
0,076
0,11
0,88
0,90
EchV, echCV, echM, echF, EchD : cf. tableau I ; RMSEA (Root Mean Square
Error of Approximation); SRMR (Standardized Root Mean Square
Residual); GFI (Goodness of Fit Index); NFI (Normed Fit Index)
Tableau III : Comparaisons de moyennes en fonction du genre et du niveau de détresse maritale
Sous-
Ech *
Ech *
échelles
féminin
masculin
111,35
111,37
(19,83)
(17,39)
56,74
56,81
(11,23)
(9,93)
38,21
38,35
(7,94)
(7,60)
18,53
18,46
(4,63)
(3,91)
DAS-32
DAS-16
DA
QI
t
p
-0,01 0,995
-0,05 0,957
-0,14 0,889
0,12 0,905
* n=123, ddl = 244. ** n=122; n=37; ddl = 197
Ech **
Ech **
DAS>1
DAS<9
07
2
122,31
76,99
(8,42)
(10,65)
62,69
38,31
(5,73)
(6,77)
42,57
24,86
(4,08)
(5,31)
20,12
13,45
(3,43)
(4,17)
t
28,04
22,53
22,42
10,23
p
<0,00
1
<0,00
1
<0,00
1
<0,00
1