Echelle d`ajustement dyadique
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Echelle d`ajustement dyadique
Echelle d’ajustement dyadic 0 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. 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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