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Adaptation et validation d’une version brève en langue française du questionnaire d’impulsivité de Barratt (BIS-15)
G Model
ARTICLE IN PRESS
ERAP-386; No. of Pages 8
Revue européenne de psychologie appliquée xxx (2016) xxx–xxx
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Article original
Adaptation et validation d’une version brève en langue franc¸aise du questionnaire d’impulsivité de Barratt (BIS-15) Adaptation and validation of a French-language short version of the Barratt Impulsiveness Scale (BIS-15) P. Rousselle ∗ , F. Vigneau École de psychologie, université de Moncton, 18, avenue Antonine-Maillet, Moncton NB E1A 3E9, Canada
i n f o
a r t i c l e
Historique de l’article : Rec¸u le 23 septembre 2013 Rec¸u sous la forme révisée le 28 avril 2016 Accepté le 1er mai 2016 Mots clés : Impulsivité Barratt Psychométrie Questionnaire Structure factorielle
r é s u m é Introduction. – Le questionnaire d’impulsivité de Barratt est l’un des questionnaires les plus utilisés pour évaluer l’impulsivité. Pendant les 50 années qui ont servi à son élaboration, plusieurs versions du questionnaire ont vu le jour. Objectifs. – Cet article rapporte des données de validation d’une version en langue franc¸aise du questionnaire BIS-15 de Spinella (2007), une version brève du questionnaire BIS de Barratt (BIS-11 ; Patton, Stanford, & Barratt, 1995). Méthode. – Des analyses en composantes principales, des analyses factorielles confirmatoires et des analyses de fidélité ont été menées auprès de deux échantillons d’étudiants universitaires (étude 1 : n = 366 ; étude 2 : n = 322). Résultats. – Les résultats de cette étude révèlent la présence de doublons dans les items du questionnaire, nous amenant à considérer un modèle unidimensionnel avec erreurs de mesures corrélées. La fidélité mesurée par l’alpha de Cronbach est acceptable dans l’étude 1 (0,71) et bonne dans l’étude 2 (0,81). La fidélité test-retest est également bonne (0,84). Des éléments de validation externe (corrélation avec les variables anxiété, névrosisme et extraversion) sont rapportés. Conclusions. – Des considérations relatives aux échelles de réponse employées dans les questionnaires et aux modes d’examen sont présentées en conclusion. ´ ´ es. © 2016 Elsevier Masson SAS. Tous droits reserv
a b s t r a c t Keywords: Impulsiveness Barratt Psychometrics Rating scales Factor structure
Introduction. – The Barratt Impulsiveness Scale is one of the most frequently used questionnaires to assess impulsivity. Many versions of the questionnaire were developed during the 50 years that followed its creation. Objectives. – This article reports validation data for a French-language version of Spinella’s (2007) BIS15 questionnaire, a short version of Barratt’s original scale (BIS-11; Patton, Standford, & Barratt, 1995). Method. – Reliability, principal component analyses and confirmatory factor analyses have been conducted with two university student samples (study 1, n = 366; study 2, n = 322). Results. – The results of this study revealed a number of redundant items, which lead us to consider a unidimensional model with correlated measurement errors. Cronbach’s alpha reliability was acceptable for study 1 (0.71), and satisfactory for study 2 (0.81). Test-retest reliability was also satisfactory (0.84). Elements of external validity (correlations with anxiety, neurosis, and extraversion) are reported. Conclusions. – Considerations regarding the type of response scales and assessment methods used in questionnaires are discussed in the conclusion. © 2016 Elsevier Masson SAS. All rights reserved.
∗ Auteur correspondant. Adresse e-mail : [email protected] (P. Rousselle). http://dx.doi.org/10.1016/j.erap.2016.05.001 ´ ´ 1162-9088/© 2016 Elsevier Masson SAS. Tous droits reserv es.
Pour citer cet article : Rousselle, P., & Vigneau, F. Adaptation et validation d’une version brève en langue franc¸aise du questionnaire d’impulsivité de Barratt (BIS-15). Rev. Eur. Psychol. Appl. (2016), http://dx.doi.org/10.1016/j.erap.2016.05.001
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L’impulsivité a été définie comme une prédisposition à réagir rapidement et de fac¸on non planifiée en réponse à un stimulus interne ou externe, sans considération des éventuelles conséquences que ces réactions pourraient avoir pour soi ou pour les autres (Stanford et al., 2009). Le questionnaire d’impulsivité de Barratt (Barratt Impulsiveness Scale [BIS]) est l’un des questionnaires d’auto-évaluation les plus utilisés pour mesurer ce concept ; la version la plus récente porte le numéro 11 (BIS-11 ; Patton, Stanford, & Barratt, 1995). Stanford et al. (2009) recensent l’utilisation de la BIS dans 551 études. Le questionnaire BIS est employé dans une multitude de contextes pratiques. On a montré sa corrélation avec diverses variables de personnalité, avec l’âge et le niveau d’instruction, ainsi qu’avec des mesures neuropsychologiques d’impulsivité. La pertinence du concept d’impulsivité comme déterminant potentiel de plusieurs comportements a donné lieu à de nombreux travaux, aussi bien dans le domaine de la personnalité qu’en psychologie clinique. L’impulsivité serait, par exemple, déterminante dans un modèle explicatif du jeu pathologique (Blaszczynski & Nower, 2002) et, selon une revue de travaux (de Wit, 2009), elle serait étroitement liée à l’abus de substances psychotropes. Telle que mesurée par la BIS, l’impulsivité est associée à divers problèmes psychiatriques et troubles du comportement, comme des comportements antisociaux (Barratt, Stanford, Kent, & Felthous, 1997), la bipolarité et des problèmes de personnalité limite (Dougherty, Bjork, Huckabee, Moeller, & Swann, 1999 ; Swann, Anderson, Dougherty, & Moeller, 2001). Les personnes qui ont tendance à abuser des drogues, notamment la cocaïne et la MDMA (ecstasy) obtiennent aussi un score BIS élevé (Bond, Verheyden, Wingrove, & Curran, 2004 ; Lane, Moeller, Steinberg, Buzby, & Kosten, 2007). Une étude réalisée auprès d’une population carcérale au Royaume-Uni montre que les individus ayant commis des crimes violents obtiennent un score BIS significativement plus élevé que ceux qui ont commis un crime sans violence (Smith, Waterman, & Ward, 2006). Récemment, une méta-analyse menée sur 51 études concernant le lien entre l’impulsivité et l’obésité conclut que l’impulsivité constituerait une variable non négligeable dans l’équation explicative de l’obésité (Schag, Schönleber, Teufel, Zipfel, & Giel, 2013). Le rôle de l’impulsivité s’avérant d’intérêt dans plusieurs contextes de recherche et d’intervention, il apparaît opportun de disposer d’un un outil bref, en langue franc¸aise, pouvant être ajouté à peu de frais aux études, enquêtes et bilans. La version actuelle du questionnaire d’impulsivité de Barrat (BIS-11) comprend 30 items. Pour chacun de ces items, le sujet doit répondre à l’aide d’une échelle de fréquence graduée à quatre points : rarement ou jamais ; occasionnellement ; souvent ; presque toujours ou toujours. Les items du questionnaire peuvent être regroupés en trois types d’impulsivité : absence de planification (AP), impulsivité motrice (IM) et impulsivité cognitive (IC). Généralement, la fidélité du questionnaire d’impulsivité BIS-11, mesurée par l’alpha de Cronbach, se situe entre 0,72 et 0,80 (Steinberg, Sharp, Stanford, & Tharp, 2013). Les items ont été sélectionnés par Barratt pour mesurer le plus précisément possible l’impulsivité, en tentant d’exclure certaines dimensions voisines considérées comme distinctes, comme la recherche de sensations fortes, la prise de risque et l’extraversion (Baylé et al., 2000). Cependant, la nature exacte du concept d’impulsivité demeure encore incertaine quant au nombre de facteurs qu’il comprend. Selon les études, le nombre de facteurs identifiés varie de deux (par exemple : Reynolds, Ortengren, Richards, & de Wit, 2006) à cinq (par exemple : Meda et al., 2009). Dans la conceptualisation la plus souvent admise, AP réfère à une absence de planification du futur, IM réfère à une tendance à agir sans réfléchir et IC réfère à une tendance à prendre des décisions rapides. Ces trois dimensions de l’impulsivité sont cependant peu utilisées en pratique et la plupart des études utilisent le seul score total au questionnaire (par exemple : Baylé et al., 2000 ; Meule, Vögele, & Kübler, 2011 ; Spinella, 2007).
Spinella (2007) a développé une forme brève du questionnaire BIS-11 comprenant 15 items et intitulée BIS-15. L’étude de Spinella (2007) vérifie d’abord les qualités psychométriques de la BIS-11 en examinant un échantillon de 700 jeunes adultes (âge moyen = 29,3 ans) à l’aide de la BIS-11. Les analyses montrent que les variables démographiques, à savoir l’âge, le genre et le niveau d’instruction, expliquent 10,5 % de la variance du score BIS total (R2 ajusté = 0,10). Les hommes ont un score plus élevé que les femmes (r partiel = 0,08), l’impulsivité diminue avec l’âge (r partiel = −0,30) et diminue également avec le niveau d’instruction (r partiel = −0,14). La cohérence interne (alpha de Cronbach) de la BIS-11 dans l’étude de Spinella (2007) est de 0,82. Pour en arriver à cette version brève, Spinella (2007) a soumis les 30 items de la BIS-11 à une analyse en composantes principales avec une restriction à trois facteurs. Les cinq items qui, après rotation varimax, présentaient les plus fortes saturations au sein de chacun des trois facteurs ont été retenus pour former la BIS-15. Collectivement, les trois facteurs expliquent 33,4 % de la variance des items du questionnaire BIS-15. La cohérence interne de la BIS-15 rapportée par Spinella (2007) est de 0,81. Le score total de la BIS-15 est fortement corrélé avec le score total de la BIS-11 (r = 0,94). Dans une autre étude, une version allemande (Meule et al., 2011) du questionnaire BIS-15 de Spinella (2007) est proposée en utilisant, encore une fois, l’analyse en composantes principales. L’étude comporte 752 sujets (âge moyen = 23,1, ET = 3,5 ans) dont la plupart sont des étudiants universitaires (94,0 %). La relation entre le score total à la BIS-15 et l’âge des sujets dans cette étude (r = −0,06) n’est pas significative. L’analyse en composantes principales (rotation varimax) vérifie la présence des trois facteurs recherchés, soit AP, IM et IC. Une analyse parallèle de données aléatoires appuie une solution à trois facteurs. Les trois facteurs expliquent 53 % de la variance des items. Les mesures de fidélité (alpha de Cronbach) sont de 0,81 (score total), 0,82 (AP), 0,72 (M) et 0,68 (IC). Malgré les résultats de Spinella (2007) et de Meule et al. (2011), le caractère proprement multidimensionnel de l’échelle BIS peut être mis en doute. Un examen attentif des items du questionnaire de Patton et al. (1995) révèle en effet plusieurs formulations redondantes (doublons) susceptibles de donner lieu à des facteurs statistiques sans base psychologique substantielle. Plus récemment, Steinberg et al. (2013) affirment que la BIS ne comporte qu’un seul facteur général d’impulsivité et que huit questions de l’échelle originale suffisent à le mesurer. La présente étude consiste en une reproduction des études de Spinella (2007) et de Meule et al. (2011) à l’aide d’un questionnaire adapté en langue franc¸aise. Toutes les analyses statistiques ont été effectuées avec le logiciel SAS (version 9.4). Des éléments de validité interne, de fidélité et de validité externe sont examinés. Quatre modèles structuraux sont testés à l’aide de l’analyse factorielle confirmatoire : un modèle unifactoriel, un modèle à deux facteurs corrélés basé sur la polarité des items, un modèle à trois facteurs corrélés conforme à la structure rapportée par Spinella (2007) et un modèle unifactoriel avec des erreurs de mesures corrélées. Le modèle à deux facteurs corrélés basé sur la polarité des items fait référence aux items positifs (tournés dans le sens de la variable à mesurer ; par exemple : « J’agis sans réfléchir ») et négatifs (par exemple : « Je suis quelqu’un de réfléchi »). Certaines recherches ont en effet montré que le recours à des items de polarité opposée au sein d’un même questionnaire pouvait avoir, indépendamment de la variable à mesurer, un effet sur sa structure factorielle (voir par exemple : Schriesheim & Hill, 1981). Dans le modèle unifactoriel avec erreurs de mesures corrélées, on fait l’hypothèse que certains items partagent une part de variance en plus de celle qu’ils partagent avec l’ensemble des autres items dans le facteur général. Dans le cas de la BIS, cette variance partagée est associée à deux éléments : la présence de doublons et un effet de langue dans la formulation des phrases. Ces effets sont reconnus comme pouvant potentiellement produire ce que Cattell
Pour citer cet article : Rousselle, P., & Vigneau, F. Adaptation et validation d’une version brève en langue franc¸aise du questionnaire d’impulsivité de Barratt (BIS-15). Rev. Eur. Psychol. Appl. (2016), http://dx.doi.org/10.1016/j.erap.2016.05.001
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(1978) a qualifié de bloated specifics, dans l’analyse de la structure factorielle d’un questionnaire (Boyle, 1991). Enfin, le modèle à trois facteurs de Spinella (2007) et de Meule et al. (2011) étant la structure la plus souvent admise par les études antérieures de la BIS, les résultats attendus dans cette étude de la version en langue franc¸aise devraient corresponde au modèle à trois facteurs. Les deux études de cet article rapportent des résultats d’analyses en composantes principales et d’analyses factorielles confirmatoires du questionnaire BIS-15 employé auprès de deux échantillons distincts et selon des modalités différentes : échelles de réponse différentes et modes de réponse différents (papiercrayon ou Web). Par ailleurs, certains sujets de l’étude 1 ont pris part à une vérification de la fidélité test-retest du questionnaire. D’autres sujets de l’étude 1 ont pris part à une validation externe avec des variables critères. Au cours des années qui ont servi à son élaboration, les concepteurs de la BIS ont tenté de distinguer l’impulsivité de variables considérées comme proches mais distinctes, telles que l’anxiété et l’extraversion (Baylé et al., 2000). Dans la présente étude, l’impulsivité mesurée par le questionnaire BIS-15 est mise en relation avec l’anxiété, l’extraversion et le névrosisme, trois variables théoriquement indépendantes de l’impulsivité. 1. Étude 1 1.1. Méthode 1.1.1. Sujets L’échantillon est composé de 366 étudiants universitaires (104 hommes et 236 femmes ; 26 personnes n’ont pas indiqué leur genre) âgés de 16 à 40 ans (M = 20,29 ans, ET = 3,02). Les sujets ont été recrutés en classe à l’université de Moncton (NouveauBrunswick, Canada). Ils étaient libres de participer à l’étude et ne recevaient aucune compensation en échange de leur participation. Quarante-neuf des 366 personnes ayant répondu au BIS-15 (8 hommes et 41 femmes âgés de 18 à 31 ans [M = 20,62, ET = 2,04]) y ont répondu à nouveau dans les mêmes conditions une semaine plus tard dans le cadre de l’évaluation de la fidélité test-retest du questionnaire. Soixante-dix des 366 personnes ayant répondu au BIS-15 (16 hommes et 47 femmes ; 7 personnes n’ayant pas indiqué leur genre), âgés de 17 à 40 ans (M = 21,57, ET = 4,43), ont également répondu aux dimensions d’extraversion (alpha = 0,82) et de névrosisme (alpha = 0,82) du Big Five Inventory franc¸ais (BFI-fr ; Plaisant, Courtois, Réveillère, Mendelsohn, & John, 2010) et à l’Inventaire de trait d’anxiété de Spielberger (IASTA-Y ; Gauthier et Bouchard, 1993) (alpha = 0,90) dans le cadre de la validation externe du BIS-15. 1.1.2. Instrument de mesure Deux personnes parfaitement bilingues ayant comme langue maternelle le franc¸ais ont préparé, indépendamment l’une de l’autre, une traduction franc¸aise de la BIS-15 de Spinella (2007). Les deux versions ont été réconciliées et la version ainsi obtenue a été soumise à un groupe d’une dizaine de personnes de la population cible qui ont relevé d’éventuels problèmes de compréhension ou de formulation syntaxique ; une discussion avec le groupe a suivi. L’un des avantages de l’utilisation d’un groupe de la population cible pour contrôler la qualité de la traduction est d’éviter l’usage d’un vocabulaire non accessible pour la population cible ˜ 2007 ; Rogler, 1999). Une version finale du questionnaire (Pena, (voir le Tableau 2) a été préparée en tenant compte des suggestions rec¸ues. Dans cette étude, les sujets répondaient aux questions de la BIS-15 à l’aide d’une échelle de fréquence graduée en quatre points : 1 = rarement/jamais, 2 = parfois, 3 = souvent, 4 = presque
3
toujours/toujours. Le questionnaire était présenté en format papier-crayon. Les sujets, rencontrés en classe, ont rec¸u comme consigne de répondre aux questions le plus spontanément possible ; ils répondaient en silence et individuellement au questionnaire. 1.2. Résultats 1.2.1. Données descriptives Le score total de la BIS-15 ne se distribue pas normalement (Shapiro-Wilks = 0,98, p < 0,001). Les données descriptives sont présentées au Tableau 1. La fidélité du score total, estimée par l’alpha de Cronbach, indique que la cohérence interne du questionnaire est acceptable. Les alphas pour les trois sous-échelles (AP, IM et IC) sont cependant plutôt faibles (voir le Tableau 1). Il y a une relation significative (r = −0,13, p < 0,05) entre le score total à la BIS et l’âge ; la taille de cette relation est cependant faible. La relation entre le score total à la BIS et le genre est également significatif (t (331) = 2,33, p < 0,05) ; ici aussi, la taille de l’effet est faible (r = 0,12). Ces résultats vont dans le sens des résultats rapportés dans les études antérieures. 1.2.2. Structure factorielle Spinella (2007) et Meule et al. (2011) obtiennent la même structure factorielle, à savoir les trois composantes orthogonales AP, IM et IC. Pour les données de la présente étude, les résultats d’une analyse en composantes principales avec rotation varimax et une restriction à trois composantes sont présentés au Tableau 2. Notre analyse ne révèle pas aussi clairement que les études précédentes la présence des trois composantes attendues. Les différences concernent plus particulièrement cinq items : l’item 5 est saturé par deux facteurs et les items 3, 4 et 11 ne sont pas saturés par le facteur prévu (voir le Tableau 2). À la suite des résultats de l’analyse en composantes principales, quatre modèles ont été retenus et mis à l’épreuve à l’aide de l’analyse factorielle confirmatoire (méthode du maximum de vraisemblance et utilisation de la matrice de variances-covariances) : un modèle unifactoriel (un facteur général d’impulsivité), un modèle à deux facteurs corrélés fondé sur la polarité des items, un modèle à trois facteurs corrélés suivant le modèle de Spinella (2007) et un modèle unifactoriel avec erreurs de mesures corrélées. Les erreurs de mesures corrélées ont été choisies en examinant la formulation des items ; les items 1, 8 et 15 partageraient une certaine variance commune au-delà de la variable mesurée, ainsi que les items 6 et 14 (voir le Tableau 2 pour la formulation des questions et la Fig. 1 pour la structure théorique et les saturations). Ces analyses montrent que le modèle unifactoriel avec erreurs corrélées est, parmi les modèles testés, celui dont l’ajustement est le meilleur (voir le Tableau 3). 1.2.3. Fidélité test-retest Les statistiques descriptives du sous-échantillon de test et de retest sont présentées au Tableau 1. Les coefficients de corrélation test-retest pour les sous-échelles AP, IM et IC sont bons : r = 0,84, r = 0,81 et r = 0,85, respectivement. La corrélation testretest pour le score total (r = 0,84) est également bonne. Ces corrélations test-retest, toutes supérieures aux valeurs de fidélité alpha correspondantes, constituent un indice de stabilité temporelle satisfaisant. Ces résultats, ajoutés à l’absence de variation sensible des scores moyens du test au retest, confirme que l’impulsivité mesurée par la BIS-15 est une variable relativement stable. 1.2.4. Validation externe Les statistiques descriptives des scores BIS-15 du souséchantillon de validation externe sont rapportées au Tableau 1. Les
Pour citer cet article : Rousselle, P., & Vigneau, F. Adaptation et validation d’une version brève en langue franc¸aise du questionnaire d’impulsivité de Barratt (BIS-15). Rev. Eur. Psychol. Appl. (2016), http://dx.doi.org/10.1016/j.erap.2016.05.001
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Tableau 1 Statistiques descriptives des scores du questionnaire BIS-15. Descriptive statistics of the BIS-15 scores. Étendue
M
Étude 1 (n = 366) IM 6–20 AP 5–17 5–18 IC Score total 18–48 Étude 1 (test) (n = 49) IM 6–16 5–16 AP 6–17 IC 21–43 Score total Étude 1 (retest) (n = 49) 6–14 IM AP 5–17 IC 6–16 19–42 Score total Étude 1 (validation externe) (n = 70) IM 6–20 AP 6–16 IC 5–17 Score total 19–45 Étude 2 (n = 322) IM 6–45 5–43 AP 5–40 IC 22–116 Score total
ET
CV
Asymétrie
Voussure
Alpha
10,21 10,53 10,27 31,02
2,37 2,52 2,43 5,28
0,23 0,24 0,24 0,17
0,62 0,18 0,50 0,46
0,78 −0,36 0,02 0,22
0,64 0,58 0,57 0,71
9,90 10,10 9,49 29,49
2,30 2,69 2,37 5,20
0,23 0,26 0,25 0,18
0,57 −0,08 1,06 0,69
0,40 0,43 1,22 0,07
0,69 0,63 0,60 0,72
10,14 10,41 9,51 30,06
2,27 3,23 2,26 5,40
0,22 0,31 0,24 0,18
−0,19 0,06 0,65 0,27
−0,69 −0,97 0,37 −0,41
0,66 0,78 0,64 0,74
10,37 10,41 10,13 30,91
2,71 2,22 2,40 5,42
0,26 0,21 0,24 0,18
0,71 0,95 0,49 0,33
1,32 0,89 −0,02 −0,13
0,75 0,49 0,54 0,74
21,96 17,95 20,67 60,59
8,04 6,93 7,44 17,05
0,36 0,38 0,35 0,28
0,38 0,45 0,28 0,27
−0,27 −0,04 −0,28 −0,15
0,78 0,73 0,68 0,81
IM : facteur impulsivité motrice ; AP : facteur absence de planification ; IC : facteur impulsivité cognitive. Le CV représente le coefficient de variation.
Tableau 2 Analyse en composantes principales avec rotation varimax (n = 366). Principal component analysis with varimax rotation (n = 366). 1 0,73 0,60 0,66 0,60 0,50 0,16 0,17 0,26 −0,10 0,07 0,53 0,04 0,16 0,23 0,38
2
3
0,08 0,04 0,14 −0,08 0,14 0,61 0,47 0,39 0,74 0,74 0,10 0,29 0,03 0,08 0,14
0,10 0,25 0,10 −0,02 −0,24 0,15 −0,36 0,10 0,20 −0,13 0,15 0,34 0,79 0,79 0,10
Item
Facteur
2. J’agis sans réfléchir 9. Je parle sans réfléchir 10. J’agis de fac¸on impulsive 12. J’agis selon l’inspiration du moment 13. J’achète des choses sur un coup de tête 1. Je planifie avec soin ce que je dois faire 5. Je mets de l’argent de côté régulièrement 7. Je suis quelqu’un de réfléchi 8. Je planifie ma sécurité d’emploi 15. Je planifie pour l’avenir 3. Je ne fais pas attention 4. Je me concentre facilement 6. J’ai la bougeotte lors de spectacle ou pendant les cours 14. Je suis agité pendant les cours ou les conférences 11. Réfléchir à un problème m’ennuie vite
IM IM IM IM IM AP AP AP AP AP IC IC IC IC IC
Les saturations supérieures ou égales à 0,35 sont en gras. IM : facteur impulsivité motrice ; AP : facteur absence de planification ; IC : facteur impulsivité cognitive.
Tableau 3 Ajustement des différents modèles testés. Fit statistics of the tested models.
Étude 1 M1 (n = 366) M2 (n = 366) M3 (n = 366) M4 (n = 366) Étude 2 M1 (n = 322) M2 (n = 322) M3 (n = 322) M4 (n = 322)
2
dl
p
RMSEA (CI 90 %)
NNFI
CFI
SRMR
AIC
478 369 289 243
90 89 87 86
< 0,0001 < 0,0001 < 0,0001 < 0,0001
0,108 (0,099–0,118) 0,092 (0,083–0,102) 0,079 (0,069–0,090) 0,070 (0,060–0,081)
0,48 0,62 0,72 0,78
0,55 0,68 0,77 0,82
0,091 0,080 0,082 0,066
538 431 355 311
703 438 325 318
90 89 87 86
< 0,0001 < 0,0001 < 0,0001 < 0,0001
0,146 (0,135–0,155) 0,110 (0,100–0,121) 0,092 (0,081–0,103) 0,091 (0,081–0,102)
0,49 0,71 0,79 0,80
0,56 0,75 0,83 0,83
0,115 0,078 0,092 0,085
763 500 391 386
M1 : modèle à 1 facteur général ; M2 : modèle à 2 facteurs basés sur la polarité des items ; M3 : modèle à 3 facteurs de Spinella ; M4 : modèle à 1 facteur général avec erreurs de mesure corrélées ; 2 : test du Chi2 ; dl : degré de liberté ; RMSEA : erreur quadratique moyenne de rapprochement ; NNFI : indice non normé de Bentler et Bonett ; CFI : indice comparatif d’adéquation de Bentler ; SRMR : indice de moyenne quadratique normalisé ; AIC : critère d’information d’Akaike.
Pour citer cet article : Rousselle, P., & Vigneau, F. Adaptation et validation d’une version brève en langue franc¸aise du questionnaire d’impulsivité de Barratt (BIS-15). Rev. Eur. Psychol. Appl. (2016), http://dx.doi.org/10.1016/j.erap.2016.05.001
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0,50
0,23
0,32
5
0,39
0,38
0,41
0,50 0,54 e1
e2
e3
e4
e5
e6
e7
e8
e9
e10
e11
e12
e13
e14
e15
1
2
3
4
5
6
7
8
9
10
11
12
13
14
15
0,31
0,67
0,47
0,19
0,14
0,24
0,70
0,43
0,33
0,24
0,28
0,33
0,15
0,58
0,43
0,31
0,35
0,69
0,61 0,74
0,33 0,48
0,42 0,57
0,32 0,51
0,37 0,51
0,22
0,18
IMP
Fig. 1. Modèle unidimensionnel avec erreurs de mesure corrélées et paramètres d’items standardisés pour les deux études. Les paramètres en maigres correspondent à l’étude 1. Les paramètres en gras correspondent à l’étude 2. One-factor model with correlated measurement errors and standardized coefficients for both studies. Study 1 coefficients in nonbold. Study 2 coefficients in bold.
statistiques descriptives des variables externes sont les suivantes : pour l’anxiété, la moyenne est de 42,68 et l’écart-type de 8,97, les scores varient de 24 à 64 (alpha = 0,89) ; pour le névrosisme, la moyenne est de 20,31 et l’écart-type de 6,15, les scores varient de 8 à 34 (alpha = 0,84) ; pour l’extraversion, la moyenne est de 25,84 et l’écart-type de 6,55, les scores varient de 16 à 38 (alpha = 0,84). Les corrélations entre les variables critères, le score total à la BIS15 et les scores IM, AP et IC sont présentées au Tableau 4. Les corrélations entre les trois sous-échelles d’impulsivité et la variable
critère d’extraversion sont faibles et non significatives. Deux des corrélations entre les trois sous-échelles et la variable critère de névrosisme sont significatives ; elles sont toutes les trois faibles, se situant entre 0,20 et 0,30. Un patron semblable émerge des corrélations entre les trois sous-échelles et la variable critère d’anxiété ; la corrélation n’est pas significative avec de le score d’absence de planification mais l’est avec les deux autres. Cependant, un test t de la différence entre deux corrélations non indépendantes (Howell, 1998) indique que la plus grande de ces trois corrélations
Tableau 4 Intercorrélations des scores BIS et des variables critères (n = 70). Intercorrelations of BIS scores and criterion variables (n = 70). AP AP IM IC BIS ANX NEVR EXTR Genre Âge
0,49
IM
IC **
0,39 0,75
BIS *
0,27 0,30* 0,54
**
0,72 0,79** 0,70** 0,74
ANX
NEVR
EXTR
0,21 0,28* 0,44** 0,42** 0,89
0,21 0,26* 0,30* 0,35** 0,70** 0,84
−0,13 0,10 −0,02 −0,01 −0,31** −0,26* 0,84
Genre −0,08 −0,09 −0,17 −0,15 −0,12 −0,02 −0,08 –
Âge −0,25* −0,04 −0,08 −0,15 −0,03 −0,18 0,07 −0,08 –
AP : score de la sous-échelle absence de planification ; IM : score de la sous-échelle d’impulsivité motrice ; IC : score de la sous-échelle d’impulsivité cognitive ; BIS : score total BIS ; ANX : anxiété ; NEVR : névrosisme ; EXTR : extraversion. La diagonale présente les alphas de Cronbach de chaque variable. * p < 0,05 ; ** p < 0,01.
Pour citer cet article : Rousselle, P., & Vigneau, F. Adaptation et validation d’une version brève en langue franc¸aise du questionnaire d’impulsivité de Barratt (BIS-15). Rev. Eur. Psychol. Appl. (2016), http://dx.doi.org/10.1016/j.erap.2016.05.001
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(r = 0,44 entre l’anxiété et l’impulsivité cognitive) n’est pas significativement différente de la plus petite (r = 0,21 entre l’anxiété et l’absence de planification) : t (67) = 1,73, n.s. 2. Étude 2 L’étude 2 reprend les analyses psychométriques du questionnaire BIS-15 de l’étude 1 auprès d’un nouvel échantillon. Les réponses des sujets, recueillies cette fois sur le Web, étaient mesurées sur une échelle graduée en neuf points.
l’item 5 qui, dans l’étude 1, était saturé par les deux facteurs AP et IC, alors qu’il est saturé uniquement par AP ici. Des analyses factorielles confirmatoires ont été effectuées (méthode du maximum de vraisemblance et utilisation de la matrice de variances-covariances) pour comparer les quatre modèles testés dans l’étude 1 : un modèle unifactoriel d’impulsivité, un modèle à deux facteurs corrélés fondé sur la polarité des items, un modèle à trois facteurs corrélés suivant le modèle de Spinella (2007) et le modèle unifactoriel avec erreurs corrélées. Ces analyses révèlent un patron de résultats qualitativement identique à celui de l’étude 1 (voir le Tableau 3).
2.1. Méthode Trois cent cinquante-deux étudiants ont été recrutés dans divers cours de premier cycle à l’université de Moncton. Après élimination des sujets présentant des données manquantes, l’échantillon final se compose de 322 étudiants universitaires (123 hommes et 199 femmes) âgés de 17 à 41 ans (M = 21,30 ans, ET = 3,19). Le questionnaire BIS-15 est composé des mêmes items que dans l’étude 1, à la différence que les réponses doivent être données ici à l’aide d’une échelle de similitude graduée en neuf points allant de 1 (pas du tout comme moi) à 9 (tout à fait comme moi). La sollicitation des sujets pour l’étude a été effectuée par courrier électronique. L’invitation à participer était composée d’une courte lettre de sollicitation et du lien permettant d’accéder au questionnaire Web (logiciel de sondage en ligne PsychData dans sa version de 2012). 2.2. Résultats 2.2.1. Données descriptives Le score total de la BIS-15 se distribue normalement (ShapiroWilks = 0,99, p = 0,056). Les statistiques descriptives des scores sont présentées au Tableau 1. La fidélité du score total, estimée par l’alpha de Cronbach, indique que la cohérence interne du questionnaire est acceptable. Les alphas pour les trois facteurs sont également acceptables. Tout comme dans l’étude 1, il y a une relation significative et faible (r = −0,14, p < 0,05) entre le score total à la BIS-15 et l’âge. La relation entre le score total à la BIS et le genre n’est pas significatif dans cette étude : t (319) = 0,94 (p > 0,05 ; r = 0,05). 2.2.2. Structure factorielle Les résultats de l’analyse en composantes principales avec rotation varimax et une restriction à trois facteurs sont comparables à ceux de l’étude 1 (voir le Tableau 5). La seule différence notable entre l’étude 1 et l’étude 2 réside dans les saturations des items 12 et 13 qui sont ici clairement associées au facteur IC, ainsi que
3. Discussion Les données des deux études rapportées ici constituent une première validation psychométrique d’une adaptation en langue franc¸aise de la version brève de Spinella (2007) du questionnaire d’impulsivité de Barratt (BIS-15). Le premier objectif de cette étude était de proposer une validation psychométrique de cette version brève de la BIS. Compte tenu de l’absence de consensus sur la dimensionnalité de la BIS, nous avons examiné différents modèles à l’aide de l’analyse factorielle confirmatoire. Il apparaît ainsi que la structure à trois composantes rapportée dans la version originale de Spinella (2007) et dans sa traduction allemande (Meule et al., 2011) ne correspond pas à l’instrument de langue franc¸aise. Rappelons en outre que nos résultats, contrairement à ceux de Spinella (2007) et Meule et al. (2011), ont été obtenus à l’aide de l’analyse factorielle confirmatoire et non de la seule analyse factorielle exploratoire. Les analyses en composantes principales des deux études présentent certaines différences par rapport à celles de Spinella (2007) et Meule et al. (2011) en ce qui concerne la répartition des items sur les trois facteurs AP, IM et IC. Comme Steinberg et al. (2013), nous remarquons la présence de doublons pour les items 6 et 14 qui sont censés être saturés par le facteur IC. Il appert que la présence du facteur IC tient plus à la présence de ces deux items qu’à un réel facteur d’impulsivité cognitive (voir le Tableau 2). Le facteur AP contient trois items qui commencent par « je planifie » et un examen attentif du Tableau 2 révèle que ces trois items présentent des saturations supérieures aux deux autres items du facteur. L’apparition du facteur AP tient peut-être donc plus à un artefact de langue que, encore une fois, à un véritable facteur d’absence de planification. Ces résultats ont été obtenus tant dans l’étude 1 que dans l’étude 2. Les résultats de l’analyse factorielle confirmatoire appuient la supériorité du modèle unifactoriel avec erreurs corrélées comparativement aux autres modèles, bien que les indices d’ajustement obtenus dans l’étude 1 ne soient pas particulièrement bons. Les
Tableau 5 Analyse en composantes principales avec rotation varimax (n = 322). Principal component analysis with varimax rotation (n = 322). 1 0,69 0,79 0,65 0,45 0,33 −0,01 −0,02 0,35 0,15 0,00 0,58 0,24 0,16 0,17 0,64
2 0,22 0,02 0,17 0,11 0,12 0,79 0,62 0,47 0,75 0,76 0,09 0,45 0,00 0,11 −0,06
3 0,22 0,15 0,32 0,40 0,49 0,07 0,16 −0,09 0,05 −0,03 0,02 0,15 0,85 0,88 0,16
Item
Facteur
2. J’agis sans réfléchir 9. Je parle sans réfléchir 10. J’agis de fac¸on impulsive 12. J’agis selon l’inspiration du moment 13. J’achète des choses sur un coup de tête 1. Je planifie avec soin ce que je dois faire 5. Je mets de l’argent de côté régulièrement 7. Je suis quelqu’un de réfléchi 8. Je planifie ma sécurité d’emploi 15. Je planifie pour l’avenir 3. Je ne fais pas attention 4. Je me concentre facilement 6. J’ai la bougeotte lors de spectacle ou pendant les cours 14. Je suis agité pendant les cours ou les conférences 11. Réfléchir à un problème m’ennuie vite
IM IM IM IM IM AP AP AP AP AP IC IC IC IC IC
Les saturations supérieures ou égales à 0,35 sont en gras. IM : facteur impulsivité motrice ; AP : facteur absence de planification ; IC : facteur impulsivité cognitive.
Pour citer cet article : Rousselle, P., & Vigneau, F. Adaptation et validation d’une version brève en langue franc¸aise du questionnaire d’impulsivité de Barratt (BIS-15). Rev. Eur. Psychol. Appl. (2016), http://dx.doi.org/10.1016/j.erap.2016.05.001
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indices obtenus dans l’étude 2 favorisent également le modèle unifactoriel à erreurs corrélées. Les valeurs de fidélité estimées par le coefficient alpha de Cronbach sont modérées, particulièrement dans l’étude 1 (0,57 à 0,71 selon le score BIS-15 considéré) ; elles sont assez typiques dans l’étude 2 (0,68 à 0,81). La différence de fidélité alpha entre l’étude 1 et l’étude 2 peut tenir au mode d’examen (papier-crayon en classe pour l’étude 1, questionnaire Web pour l’étude 2) ; elle peut surtout tenir à l’échelle de réponse employée (échelle de fréquence en quatre points dans l’étude 1, échelle de similitude en neuf points dans l’étude 2). L’état des connaissances relatives aux effets de la longueur des échelles de réponses des questionnaires est encore aujourd’hui parcellaire. Le nombre idéal de catégories à utiliser fait toujours l’objet d’importants débats en psychologie (Preston & Colman, 2000). Selon Cox (1980), moins il y a de catégories, plus le sujet aura tendance à répondre de fac¸on extrême ce qui risque de rendre plus difficile la discrimination des sujets (puisqu’il n’y aura que deux groupes de sujets : ceux qui répondent toujours « tout à fait vrai » et ceux qui répondent toujours « tout à fait faux »). Plus récemment, une étude de Leung (2011) montre qu’une échelle en 11 catégories est beaucoup plus sensible et donc pertinente pour les évaluations psychométriques. Dans notre cas, il est clair que l’ampleur même de la variabilité mesurée à l’aide de l’échelle en quatre points est inférieure à celle mesurée à l’aide de l’échelle en neuf points (voir les valeurs des coefficients de variation rapportés au Tableau 1). La fidélité dépendant entre autres de la taille de la variabilité, il est possible que les indicateurs alpha soient meilleurs parce que les mesures de l’étude 2 présentent une variabilité plus grande. Dans ce contexte, les coefficients de fidélité tests-retest obtenus dans l’étude 1 (rtt de 0,81 à 0,84) sont probablement plus justes que les coefficients alpha de cette même étude. Ils représenteraient une estimation plus adéquate de la fidélité de la BIS-15. Des éléments de validité externe ont été recueillis dans l’étude 1. Les résultats des analyses mettent en évidence des relations modérées entre les scores BIS-15 et les variables anxiété et névrosisme et une absence de corrélation avec l’extraversion. Le score total de la BIS-15 est significativement corrélé aux mesures d’anxiété et de névrosisme, confirmant ainsi des résultats de la recherche dans le domaine. Cependant, la corrélation entre le score total de la BIS-15 et l’extraversion n’est pas significative et rien n’indique une relation entre les deux concepts. Les trois sous-échelles de la BIS-15 (IM, AP et IC) présentent des patrons de corrélations avec les variables critères (anxiété, névrosisme, extraversion, ainsi que genre et âge) très peu différents les uns des autres. Cette absence de validité externe différenciée des sous-échelles de la BIS-15, combinée aux résultats de l’analyse factorielle confirmatoire, nous amène à favoriser une conception unidimensionnelle du questionnaire BIS-15. En effet, comme le font remarquer Steinberg et al. (2013), les dimensions de la BIS15 semblent émerger principalement à cause de la présence d’items redondants (les « doublons » : par exemple, les items 1, 8 et 15 ; les items 6 et 14). Selon l’usage qu’on souhaite en faire et selon la perspective théorique adoptée, on pourra donc vouloir développer un questionnaire unidimensionnel d’impulsivité, comme l’ont fait Steinberg et al. (2013). Il n’est pas sûr cependant qu’un tel questionnaire statistiquement unidimensionnel conduirait à un score global dont les propriétés seraient, d’un point de vue pratique, fondamentalement différentes de celui obtenu par la sommation des réponses aux items de la BIS-15. Enfin, les deux études rapportées ici différaient de par leur mode de réponse : papier-crayon en classe dans l’étude 1 et questionnaire Web dans l’étude 2. Même si, de fac¸on générale, les opinions divergent quant à l’équivalence de ces modes, certains ayant trouvé une différence entre les deux méthodes (Miles & King, 1998 ; Potosky & Bobko, 1997 ; Schwartz, Mullis, & Dunham, 1998) et
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d’autres non (Blazek & Forbey, 2011 ; Fouladi, McCarthy, & Moller, 2002 ; Vecchione, Alessandri, & Barbaranelli, 2012), la similitude des résultats obtenus ici dans les deux études plaide en faveur de l’équivalence des méthodes, du moins en ce qui concerne le questionnaire BIS-15. La mise à la disposition d’une version brève d’un outil aussi fréquemment employé que le questionnaire BIS devrait répondre à des impératifs d’économie de temps souvent associés au recueil de données psychologiques. La version du questionnaire BIS-15 évaluée ici fait preuve de qualités psychométriques satisfaisantes. Sa brièveté en fait un instrument facile à administrer pouvant être ajouté à d’autres instruments de mesure et contribuant ainsi à l’enrichissement des connaissances dans le domaine de la personnalité. Pour l’avenir il importera de contrôler le mode d’examen et l’effet de la longueur de l’échelle de mesure. D’autres modèles pourraient également être envisagés ; un modèle bifactoriel (Kline, 2016) incluant les trois facteurs d’impulsivités serait compatible avec les théories qui soutiennent la présence des trois facteurs. Il sera aussi utile d’évaluer les qualités psychométriques de ce questionnaire auprès de populations plus hétérogènes et, aussi, cliniques. Enfin, la présence de doublons dans le questionnaire BIS-15 devra être examinée de fac¸on attentive ; une réplication de l’étude de Steinberg et al. (2013) devrait être envisagée. Déclaration de liens d’intérêts Les auteurs déclarent ne pas avoir de liens d’intérêts. Annexe A. Matériel complémentaire Le matériel complémentaire accompagnant la version en ligne de cet article est disponible sur http://www.sciencedirect.com et http://dx.doi.org/10.1016/j.erap.2016.05.001. Références Barratt, E. S., Stanford, M. S., Kent, T. A., & Felthous, A. (1997). Neuropsychological and cognitive psychophysiological substrates of impulsive aggression. Biological Psychiatry, 41, 1045–1061. http://dx.doi.org/10.1016/S0006-3223(96)00175-8 Baylé, F. J., Bourdel, M., Caci, H., Gorwood, P., Chignon, J., Adés, J., et al. (2000). Structure factorielle de la traduction franc¸aise de l’échelle d’impulsivité de Barratt (BIS10). Revue canadienne de psychiatrie, 45, 156–165. Blaszczynski, A., & Nower, L. (2002). A pathways model of problem and pathological gambling. Addiction, 97, 487–499. http://dx.doi.org/10.1046/ j.1360-0443.2002.00015.x Blazek, N. L., & Forbey, J. D. (2011). A comparison of validity rates between paperand-pencil and computerized testing with the MMPI-2. Assessment, 18, 63–66. http://dx.doi.org/10.1177/1073191110381718 Bond, A. J., Verheyden, S. L., Wingrove, J., & Curran, H. V. (2004). Angry cognitive bias, trait aggression and impulsivity in substance users. Psychopharmacology, 171, 331–339. http://dx.doi.org/10.1007/s00213-003-1585-9 Boyle, G. J. (1991). Does item homogeneity indicate internal consistency or item redundancy in psychometric scales? Personality and Individual Differences, 12, 291–294. http://dx.doi.org/10.1016/0191-8869(91)90115-R Cattell, R. B. (1978). Scientific use of factor analysis in behavioral and life sciences. New York: Plenum. Cox, E. P. (1980). The optimal number of response alternatives for a scale. Journal of Marketing Research, 17, 407–422. http://dx.doi.org/10.2307/3150495 de Wit, H. (2009). Impulsivity as a determinant and consequence of drug use: A review of underlying processes. Addiction Biology, 14, 22–31. http://dx.doi.org/10.1111/j.1369-1600.2008.00129.x Dougherty, D. M., Bjork, J. M., Huckabee, H. C., Moeller, F. G., & Swann, A. C. (1999). Laboratory measures of aggression and impulsivity in women with borderline personality disorder. Psychiatry Research, 85, 315–326. http://dx.doi.org/10.1016/S0165-1781(99)00011-6 Fouladi, R. T., McCarthy, C. J., & Moller, N. P. (2002). Paper-and-pencil or online? Evaluating mode effects on measures of emotional functioning and attachment. Assessment, 9, 204–215. http://dx.doi.org/10.1177/10791102009002011 Gauthier, J., & Bouchard, S. (1993). Adaptation canadienne-franc¸aise de la forme révisée du State-Trait Anxiety Inventory de Spielberger. Revue canadienne des sciences du comportement, 25, 559–578. http://dx.doi.org/10.1037/h0078881 Howell, D. C. (1998). Méthodes statistiques en sciences humaines. Bruxelles: De Boeck Université.
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Disponible en ligne sur
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Article original
Adaptation et validation d’une version brève en langue franc¸aise du questionnaire d’impulsivité de Barratt (BIS-15) Adaptation and validation of a French-language short version of the Barratt Impulsiveness Scale (BIS-15) P. Rousselle ∗ , F. Vigneau École de psychologie, université de Moncton, 18, avenue Antonine-Maillet, Moncton NB E1A 3E9, Canada
i n f o
a r t i c l e
Historique de l’article : Rec¸u le 23 septembre 2013 Rec¸u sous la forme révisée le 28 avril 2016 Accepté le 1er mai 2016 Mots clés : Impulsivité Barratt Psychométrie Questionnaire Structure factorielle
r é s u m é Introduction. – Le questionnaire d’impulsivité de Barratt est l’un des questionnaires les plus utilisés pour évaluer l’impulsivité. Pendant les 50 années qui ont servi à son élaboration, plusieurs versions du questionnaire ont vu le jour. Objectifs. – Cet article rapporte des données de validation d’une version en langue franc¸aise du questionnaire BIS-15 de Spinella (2007), une version brève du questionnaire BIS de Barratt (BIS-11 ; Patton, Stanford, & Barratt, 1995). Méthode. – Des analyses en composantes principales, des analyses factorielles confirmatoires et des analyses de fidélité ont été menées auprès de deux échantillons d’étudiants universitaires (étude 1 : n = 366 ; étude 2 : n = 322). Résultats. – Les résultats de cette étude révèlent la présence de doublons dans les items du questionnaire, nous amenant à considérer un modèle unidimensionnel avec erreurs de mesures corrélées. La fidélité mesurée par l’alpha de Cronbach est acceptable dans l’étude 1 (0,71) et bonne dans l’étude 2 (0,81). La fidélité test-retest est également bonne (0,84). Des éléments de validation externe (corrélation avec les variables anxiété, névrosisme et extraversion) sont rapportés. Conclusions. – Des considérations relatives aux échelles de réponse employées dans les questionnaires et aux modes d’examen sont présentées en conclusion. ´ ´ es. © 2016 Elsevier Masson SAS. Tous droits reserv
a b s t r a c t Keywords: Impulsiveness Barratt Psychometrics Rating scales Factor structure
Introduction. – The Barratt Impulsiveness Scale is one of the most frequently used questionnaires to assess impulsivity. Many versions of the questionnaire were developed during the 50 years that followed its creation. Objectives. – This article reports validation data for a French-language version of Spinella’s (2007) BIS15 questionnaire, a short version of Barratt’s original scale (BIS-11; Patton, Standford, & Barratt, 1995). Method. – Reliability, principal component analyses and confirmatory factor analyses have been conducted with two university student samples (study 1, n = 366; study 2, n = 322). Results. – The results of this study revealed a number of redundant items, which lead us to consider a unidimensional model with correlated measurement errors. Cronbach’s alpha reliability was acceptable for study 1 (0.71), and satisfactory for study 2 (0.81). Test-retest reliability was also satisfactory (0.84). Elements of external validity (correlations with anxiety, neurosis, and extraversion) are reported. Conclusions. – Considerations regarding the type of response scales and assessment methods used in questionnaires are discussed in the conclusion. © 2016 Elsevier Masson SAS. All rights reserved.
∗ Auteur correspondant. Adresse e-mail : [email protected] (P. Rousselle). http://dx.doi.org/10.1016/j.erap.2016.05.001 ´ ´ 1162-9088/© 2016 Elsevier Masson SAS. Tous droits reserv es.
Pour citer cet article : Rousselle, P., & Vigneau, F. Adaptation et validation d’une version brève en langue franc¸aise du questionnaire d’impulsivité de Barratt (BIS-15). Rev. Eur. Psychol. Appl. (2016), http://dx.doi.org/10.1016/j.erap.2016.05.001
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L’impulsivité a été définie comme une prédisposition à réagir rapidement et de fac¸on non planifiée en réponse à un stimulus interne ou externe, sans considération des éventuelles conséquences que ces réactions pourraient avoir pour soi ou pour les autres (Stanford et al., 2009). Le questionnaire d’impulsivité de Barratt (Barratt Impulsiveness Scale [BIS]) est l’un des questionnaires d’auto-évaluation les plus utilisés pour mesurer ce concept ; la version la plus récente porte le numéro 11 (BIS-11 ; Patton, Stanford, & Barratt, 1995). Stanford et al. (2009) recensent l’utilisation de la BIS dans 551 études. Le questionnaire BIS est employé dans une multitude de contextes pratiques. On a montré sa corrélation avec diverses variables de personnalité, avec l’âge et le niveau d’instruction, ainsi qu’avec des mesures neuropsychologiques d’impulsivité. La pertinence du concept d’impulsivité comme déterminant potentiel de plusieurs comportements a donné lieu à de nombreux travaux, aussi bien dans le domaine de la personnalité qu’en psychologie clinique. L’impulsivité serait, par exemple, déterminante dans un modèle explicatif du jeu pathologique (Blaszczynski & Nower, 2002) et, selon une revue de travaux (de Wit, 2009), elle serait étroitement liée à l’abus de substances psychotropes. Telle que mesurée par la BIS, l’impulsivité est associée à divers problèmes psychiatriques et troubles du comportement, comme des comportements antisociaux (Barratt, Stanford, Kent, & Felthous, 1997), la bipolarité et des problèmes de personnalité limite (Dougherty, Bjork, Huckabee, Moeller, & Swann, 1999 ; Swann, Anderson, Dougherty, & Moeller, 2001). Les personnes qui ont tendance à abuser des drogues, notamment la cocaïne et la MDMA (ecstasy) obtiennent aussi un score BIS élevé (Bond, Verheyden, Wingrove, & Curran, 2004 ; Lane, Moeller, Steinberg, Buzby, & Kosten, 2007). Une étude réalisée auprès d’une population carcérale au Royaume-Uni montre que les individus ayant commis des crimes violents obtiennent un score BIS significativement plus élevé que ceux qui ont commis un crime sans violence (Smith, Waterman, & Ward, 2006). Récemment, une méta-analyse menée sur 51 études concernant le lien entre l’impulsivité et l’obésité conclut que l’impulsivité constituerait une variable non négligeable dans l’équation explicative de l’obésité (Schag, Schönleber, Teufel, Zipfel, & Giel, 2013). Le rôle de l’impulsivité s’avérant d’intérêt dans plusieurs contextes de recherche et d’intervention, il apparaît opportun de disposer d’un un outil bref, en langue franc¸aise, pouvant être ajouté à peu de frais aux études, enquêtes et bilans. La version actuelle du questionnaire d’impulsivité de Barrat (BIS-11) comprend 30 items. Pour chacun de ces items, le sujet doit répondre à l’aide d’une échelle de fréquence graduée à quatre points : rarement ou jamais ; occasionnellement ; souvent ; presque toujours ou toujours. Les items du questionnaire peuvent être regroupés en trois types d’impulsivité : absence de planification (AP), impulsivité motrice (IM) et impulsivité cognitive (IC). Généralement, la fidélité du questionnaire d’impulsivité BIS-11, mesurée par l’alpha de Cronbach, se situe entre 0,72 et 0,80 (Steinberg, Sharp, Stanford, & Tharp, 2013). Les items ont été sélectionnés par Barratt pour mesurer le plus précisément possible l’impulsivité, en tentant d’exclure certaines dimensions voisines considérées comme distinctes, comme la recherche de sensations fortes, la prise de risque et l’extraversion (Baylé et al., 2000). Cependant, la nature exacte du concept d’impulsivité demeure encore incertaine quant au nombre de facteurs qu’il comprend. Selon les études, le nombre de facteurs identifiés varie de deux (par exemple : Reynolds, Ortengren, Richards, & de Wit, 2006) à cinq (par exemple : Meda et al., 2009). Dans la conceptualisation la plus souvent admise, AP réfère à une absence de planification du futur, IM réfère à une tendance à agir sans réfléchir et IC réfère à une tendance à prendre des décisions rapides. Ces trois dimensions de l’impulsivité sont cependant peu utilisées en pratique et la plupart des études utilisent le seul score total au questionnaire (par exemple : Baylé et al., 2000 ; Meule, Vögele, & Kübler, 2011 ; Spinella, 2007).
Spinella (2007) a développé une forme brève du questionnaire BIS-11 comprenant 15 items et intitulée BIS-15. L’étude de Spinella (2007) vérifie d’abord les qualités psychométriques de la BIS-11 en examinant un échantillon de 700 jeunes adultes (âge moyen = 29,3 ans) à l’aide de la BIS-11. Les analyses montrent que les variables démographiques, à savoir l’âge, le genre et le niveau d’instruction, expliquent 10,5 % de la variance du score BIS total (R2 ajusté = 0,10). Les hommes ont un score plus élevé que les femmes (r partiel = 0,08), l’impulsivité diminue avec l’âge (r partiel = −0,30) et diminue également avec le niveau d’instruction (r partiel = −0,14). La cohérence interne (alpha de Cronbach) de la BIS-11 dans l’étude de Spinella (2007) est de 0,82. Pour en arriver à cette version brève, Spinella (2007) a soumis les 30 items de la BIS-11 à une analyse en composantes principales avec une restriction à trois facteurs. Les cinq items qui, après rotation varimax, présentaient les plus fortes saturations au sein de chacun des trois facteurs ont été retenus pour former la BIS-15. Collectivement, les trois facteurs expliquent 33,4 % de la variance des items du questionnaire BIS-15. La cohérence interne de la BIS-15 rapportée par Spinella (2007) est de 0,81. Le score total de la BIS-15 est fortement corrélé avec le score total de la BIS-11 (r = 0,94). Dans une autre étude, une version allemande (Meule et al., 2011) du questionnaire BIS-15 de Spinella (2007) est proposée en utilisant, encore une fois, l’analyse en composantes principales. L’étude comporte 752 sujets (âge moyen = 23,1, ET = 3,5 ans) dont la plupart sont des étudiants universitaires (94,0 %). La relation entre le score total à la BIS-15 et l’âge des sujets dans cette étude (r = −0,06) n’est pas significative. L’analyse en composantes principales (rotation varimax) vérifie la présence des trois facteurs recherchés, soit AP, IM et IC. Une analyse parallèle de données aléatoires appuie une solution à trois facteurs. Les trois facteurs expliquent 53 % de la variance des items. Les mesures de fidélité (alpha de Cronbach) sont de 0,81 (score total), 0,82 (AP), 0,72 (M) et 0,68 (IC). Malgré les résultats de Spinella (2007) et de Meule et al. (2011), le caractère proprement multidimensionnel de l’échelle BIS peut être mis en doute. Un examen attentif des items du questionnaire de Patton et al. (1995) révèle en effet plusieurs formulations redondantes (doublons) susceptibles de donner lieu à des facteurs statistiques sans base psychologique substantielle. Plus récemment, Steinberg et al. (2013) affirment que la BIS ne comporte qu’un seul facteur général d’impulsivité et que huit questions de l’échelle originale suffisent à le mesurer. La présente étude consiste en une reproduction des études de Spinella (2007) et de Meule et al. (2011) à l’aide d’un questionnaire adapté en langue franc¸aise. Toutes les analyses statistiques ont été effectuées avec le logiciel SAS (version 9.4). Des éléments de validité interne, de fidélité et de validité externe sont examinés. Quatre modèles structuraux sont testés à l’aide de l’analyse factorielle confirmatoire : un modèle unifactoriel, un modèle à deux facteurs corrélés basé sur la polarité des items, un modèle à trois facteurs corrélés conforme à la structure rapportée par Spinella (2007) et un modèle unifactoriel avec des erreurs de mesures corrélées. Le modèle à deux facteurs corrélés basé sur la polarité des items fait référence aux items positifs (tournés dans le sens de la variable à mesurer ; par exemple : « J’agis sans réfléchir ») et négatifs (par exemple : « Je suis quelqu’un de réfléchi »). Certaines recherches ont en effet montré que le recours à des items de polarité opposée au sein d’un même questionnaire pouvait avoir, indépendamment de la variable à mesurer, un effet sur sa structure factorielle (voir par exemple : Schriesheim & Hill, 1981). Dans le modèle unifactoriel avec erreurs de mesures corrélées, on fait l’hypothèse que certains items partagent une part de variance en plus de celle qu’ils partagent avec l’ensemble des autres items dans le facteur général. Dans le cas de la BIS, cette variance partagée est associée à deux éléments : la présence de doublons et un effet de langue dans la formulation des phrases. Ces effets sont reconnus comme pouvant potentiellement produire ce que Cattell
Pour citer cet article : Rousselle, P., & Vigneau, F. Adaptation et validation d’une version brève en langue franc¸aise du questionnaire d’impulsivité de Barratt (BIS-15). Rev. Eur. Psychol. Appl. (2016), http://dx.doi.org/10.1016/j.erap.2016.05.001
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(1978) a qualifié de bloated specifics, dans l’analyse de la structure factorielle d’un questionnaire (Boyle, 1991). Enfin, le modèle à trois facteurs de Spinella (2007) et de Meule et al. (2011) étant la structure la plus souvent admise par les études antérieures de la BIS, les résultats attendus dans cette étude de la version en langue franc¸aise devraient corresponde au modèle à trois facteurs. Les deux études de cet article rapportent des résultats d’analyses en composantes principales et d’analyses factorielles confirmatoires du questionnaire BIS-15 employé auprès de deux échantillons distincts et selon des modalités différentes : échelles de réponse différentes et modes de réponse différents (papiercrayon ou Web). Par ailleurs, certains sujets de l’étude 1 ont pris part à une vérification de la fidélité test-retest du questionnaire. D’autres sujets de l’étude 1 ont pris part à une validation externe avec des variables critères. Au cours des années qui ont servi à son élaboration, les concepteurs de la BIS ont tenté de distinguer l’impulsivité de variables considérées comme proches mais distinctes, telles que l’anxiété et l’extraversion (Baylé et al., 2000). Dans la présente étude, l’impulsivité mesurée par le questionnaire BIS-15 est mise en relation avec l’anxiété, l’extraversion et le névrosisme, trois variables théoriquement indépendantes de l’impulsivité. 1. Étude 1 1.1. Méthode 1.1.1. Sujets L’échantillon est composé de 366 étudiants universitaires (104 hommes et 236 femmes ; 26 personnes n’ont pas indiqué leur genre) âgés de 16 à 40 ans (M = 20,29 ans, ET = 3,02). Les sujets ont été recrutés en classe à l’université de Moncton (NouveauBrunswick, Canada). Ils étaient libres de participer à l’étude et ne recevaient aucune compensation en échange de leur participation. Quarante-neuf des 366 personnes ayant répondu au BIS-15 (8 hommes et 41 femmes âgés de 18 à 31 ans [M = 20,62, ET = 2,04]) y ont répondu à nouveau dans les mêmes conditions une semaine plus tard dans le cadre de l’évaluation de la fidélité test-retest du questionnaire. Soixante-dix des 366 personnes ayant répondu au BIS-15 (16 hommes et 47 femmes ; 7 personnes n’ayant pas indiqué leur genre), âgés de 17 à 40 ans (M = 21,57, ET = 4,43), ont également répondu aux dimensions d’extraversion (alpha = 0,82) et de névrosisme (alpha = 0,82) du Big Five Inventory franc¸ais (BFI-fr ; Plaisant, Courtois, Réveillère, Mendelsohn, & John, 2010) et à l’Inventaire de trait d’anxiété de Spielberger (IASTA-Y ; Gauthier et Bouchard, 1993) (alpha = 0,90) dans le cadre de la validation externe du BIS-15. 1.1.2. Instrument de mesure Deux personnes parfaitement bilingues ayant comme langue maternelle le franc¸ais ont préparé, indépendamment l’une de l’autre, une traduction franc¸aise de la BIS-15 de Spinella (2007). Les deux versions ont été réconciliées et la version ainsi obtenue a été soumise à un groupe d’une dizaine de personnes de la population cible qui ont relevé d’éventuels problèmes de compréhension ou de formulation syntaxique ; une discussion avec le groupe a suivi. L’un des avantages de l’utilisation d’un groupe de la population cible pour contrôler la qualité de la traduction est d’éviter l’usage d’un vocabulaire non accessible pour la population cible ˜ 2007 ; Rogler, 1999). Une version finale du questionnaire (Pena, (voir le Tableau 2) a été préparée en tenant compte des suggestions rec¸ues. Dans cette étude, les sujets répondaient aux questions de la BIS-15 à l’aide d’une échelle de fréquence graduée en quatre points : 1 = rarement/jamais, 2 = parfois, 3 = souvent, 4 = presque
3
toujours/toujours. Le questionnaire était présenté en format papier-crayon. Les sujets, rencontrés en classe, ont rec¸u comme consigne de répondre aux questions le plus spontanément possible ; ils répondaient en silence et individuellement au questionnaire. 1.2. Résultats 1.2.1. Données descriptives Le score total de la BIS-15 ne se distribue pas normalement (Shapiro-Wilks = 0,98, p < 0,001). Les données descriptives sont présentées au Tableau 1. La fidélité du score total, estimée par l’alpha de Cronbach, indique que la cohérence interne du questionnaire est acceptable. Les alphas pour les trois sous-échelles (AP, IM et IC) sont cependant plutôt faibles (voir le Tableau 1). Il y a une relation significative (r = −0,13, p < 0,05) entre le score total à la BIS et l’âge ; la taille de cette relation est cependant faible. La relation entre le score total à la BIS et le genre est également significatif (t (331) = 2,33, p < 0,05) ; ici aussi, la taille de l’effet est faible (r = 0,12). Ces résultats vont dans le sens des résultats rapportés dans les études antérieures. 1.2.2. Structure factorielle Spinella (2007) et Meule et al. (2011) obtiennent la même structure factorielle, à savoir les trois composantes orthogonales AP, IM et IC. Pour les données de la présente étude, les résultats d’une analyse en composantes principales avec rotation varimax et une restriction à trois composantes sont présentés au Tableau 2. Notre analyse ne révèle pas aussi clairement que les études précédentes la présence des trois composantes attendues. Les différences concernent plus particulièrement cinq items : l’item 5 est saturé par deux facteurs et les items 3, 4 et 11 ne sont pas saturés par le facteur prévu (voir le Tableau 2). À la suite des résultats de l’analyse en composantes principales, quatre modèles ont été retenus et mis à l’épreuve à l’aide de l’analyse factorielle confirmatoire (méthode du maximum de vraisemblance et utilisation de la matrice de variances-covariances) : un modèle unifactoriel (un facteur général d’impulsivité), un modèle à deux facteurs corrélés fondé sur la polarité des items, un modèle à trois facteurs corrélés suivant le modèle de Spinella (2007) et un modèle unifactoriel avec erreurs de mesures corrélées. Les erreurs de mesures corrélées ont été choisies en examinant la formulation des items ; les items 1, 8 et 15 partageraient une certaine variance commune au-delà de la variable mesurée, ainsi que les items 6 et 14 (voir le Tableau 2 pour la formulation des questions et la Fig. 1 pour la structure théorique et les saturations). Ces analyses montrent que le modèle unifactoriel avec erreurs corrélées est, parmi les modèles testés, celui dont l’ajustement est le meilleur (voir le Tableau 3). 1.2.3. Fidélité test-retest Les statistiques descriptives du sous-échantillon de test et de retest sont présentées au Tableau 1. Les coefficients de corrélation test-retest pour les sous-échelles AP, IM et IC sont bons : r = 0,84, r = 0,81 et r = 0,85, respectivement. La corrélation testretest pour le score total (r = 0,84) est également bonne. Ces corrélations test-retest, toutes supérieures aux valeurs de fidélité alpha correspondantes, constituent un indice de stabilité temporelle satisfaisant. Ces résultats, ajoutés à l’absence de variation sensible des scores moyens du test au retest, confirme que l’impulsivité mesurée par la BIS-15 est une variable relativement stable. 1.2.4. Validation externe Les statistiques descriptives des scores BIS-15 du souséchantillon de validation externe sont rapportées au Tableau 1. Les
Pour citer cet article : Rousselle, P., & Vigneau, F. Adaptation et validation d’une version brève en langue franc¸aise du questionnaire d’impulsivité de Barratt (BIS-15). Rev. Eur. Psychol. Appl. (2016), http://dx.doi.org/10.1016/j.erap.2016.05.001
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Tableau 1 Statistiques descriptives des scores du questionnaire BIS-15. Descriptive statistics of the BIS-15 scores. Étendue
M
Étude 1 (n = 366) IM 6–20 AP 5–17 5–18 IC Score total 18–48 Étude 1 (test) (n = 49) IM 6–16 5–16 AP 6–17 IC 21–43 Score total Étude 1 (retest) (n = 49) 6–14 IM AP 5–17 IC 6–16 19–42 Score total Étude 1 (validation externe) (n = 70) IM 6–20 AP 6–16 IC 5–17 Score total 19–45 Étude 2 (n = 322) IM 6–45 5–43 AP 5–40 IC 22–116 Score total
ET
CV
Asymétrie
Voussure
Alpha
10,21 10,53 10,27 31,02
2,37 2,52 2,43 5,28
0,23 0,24 0,24 0,17
0,62 0,18 0,50 0,46
0,78 −0,36 0,02 0,22
0,64 0,58 0,57 0,71
9,90 10,10 9,49 29,49
2,30 2,69 2,37 5,20
0,23 0,26 0,25 0,18
0,57 −0,08 1,06 0,69
0,40 0,43 1,22 0,07
0,69 0,63 0,60 0,72
10,14 10,41 9,51 30,06
2,27 3,23 2,26 5,40
0,22 0,31 0,24 0,18
−0,19 0,06 0,65 0,27
−0,69 −0,97 0,37 −0,41
0,66 0,78 0,64 0,74
10,37 10,41 10,13 30,91
2,71 2,22 2,40 5,42
0,26 0,21 0,24 0,18
0,71 0,95 0,49 0,33
1,32 0,89 −0,02 −0,13
0,75 0,49 0,54 0,74
21,96 17,95 20,67 60,59
8,04 6,93 7,44 17,05
0,36 0,38 0,35 0,28
0,38 0,45 0,28 0,27
−0,27 −0,04 −0,28 −0,15
0,78 0,73 0,68 0,81
IM : facteur impulsivité motrice ; AP : facteur absence de planification ; IC : facteur impulsivité cognitive. Le CV représente le coefficient de variation.
Tableau 2 Analyse en composantes principales avec rotation varimax (n = 366). Principal component analysis with varimax rotation (n = 366). 1 0,73 0,60 0,66 0,60 0,50 0,16 0,17 0,26 −0,10 0,07 0,53 0,04 0,16 0,23 0,38
2
3
0,08 0,04 0,14 −0,08 0,14 0,61 0,47 0,39 0,74 0,74 0,10 0,29 0,03 0,08 0,14
0,10 0,25 0,10 −0,02 −0,24 0,15 −0,36 0,10 0,20 −0,13 0,15 0,34 0,79 0,79 0,10
Item
Facteur
2. J’agis sans réfléchir 9. Je parle sans réfléchir 10. J’agis de fac¸on impulsive 12. J’agis selon l’inspiration du moment 13. J’achète des choses sur un coup de tête 1. Je planifie avec soin ce que je dois faire 5. Je mets de l’argent de côté régulièrement 7. Je suis quelqu’un de réfléchi 8. Je planifie ma sécurité d’emploi 15. Je planifie pour l’avenir 3. Je ne fais pas attention 4. Je me concentre facilement 6. J’ai la bougeotte lors de spectacle ou pendant les cours 14. Je suis agité pendant les cours ou les conférences 11. Réfléchir à un problème m’ennuie vite
IM IM IM IM IM AP AP AP AP AP IC IC IC IC IC
Les saturations supérieures ou égales à 0,35 sont en gras. IM : facteur impulsivité motrice ; AP : facteur absence de planification ; IC : facteur impulsivité cognitive.
Tableau 3 Ajustement des différents modèles testés. Fit statistics of the tested models.
Étude 1 M1 (n = 366) M2 (n = 366) M3 (n = 366) M4 (n = 366) Étude 2 M1 (n = 322) M2 (n = 322) M3 (n = 322) M4 (n = 322)
2
dl
p
RMSEA (CI 90 %)
NNFI
CFI
SRMR
AIC
478 369 289 243
90 89 87 86
< 0,0001 < 0,0001 < 0,0001 < 0,0001
0,108 (0,099–0,118) 0,092 (0,083–0,102) 0,079 (0,069–0,090) 0,070 (0,060–0,081)
0,48 0,62 0,72 0,78
0,55 0,68 0,77 0,82
0,091 0,080 0,082 0,066
538 431 355 311
703 438 325 318
90 89 87 86
< 0,0001 < 0,0001 < 0,0001 < 0,0001
0,146 (0,135–0,155) 0,110 (0,100–0,121) 0,092 (0,081–0,103) 0,091 (0,081–0,102)
0,49 0,71 0,79 0,80
0,56 0,75 0,83 0,83
0,115 0,078 0,092 0,085
763 500 391 386
M1 : modèle à 1 facteur général ; M2 : modèle à 2 facteurs basés sur la polarité des items ; M3 : modèle à 3 facteurs de Spinella ; M4 : modèle à 1 facteur général avec erreurs de mesure corrélées ; 2 : test du Chi2 ; dl : degré de liberté ; RMSEA : erreur quadratique moyenne de rapprochement ; NNFI : indice non normé de Bentler et Bonett ; CFI : indice comparatif d’adéquation de Bentler ; SRMR : indice de moyenne quadratique normalisé ; AIC : critère d’information d’Akaike.
Pour citer cet article : Rousselle, P., & Vigneau, F. Adaptation et validation d’une version brève en langue franc¸aise du questionnaire d’impulsivité de Barratt (BIS-15). Rev. Eur. Psychol. Appl. (2016), http://dx.doi.org/10.1016/j.erap.2016.05.001
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0,50
0,23
0,32
5
0,39
0,38
0,41
0,50 0,54 e1
e2
e3
e4
e5
e6
e7
e8
e9
e10
e11
e12
e13
e14
e15
1
2
3
4
5
6
7
8
9
10
11
12
13
14
15
0,31
0,67
0,47
0,19
0,14
0,24
0,70
0,43
0,33
0,24
0,28
0,33
0,15
0,58
0,43
0,31
0,35
0,69
0,61 0,74
0,33 0,48
0,42 0,57
0,32 0,51
0,37 0,51
0,22
0,18
IMP
Fig. 1. Modèle unidimensionnel avec erreurs de mesure corrélées et paramètres d’items standardisés pour les deux études. Les paramètres en maigres correspondent à l’étude 1. Les paramètres en gras correspondent à l’étude 2. One-factor model with correlated measurement errors and standardized coefficients for both studies. Study 1 coefficients in nonbold. Study 2 coefficients in bold.
statistiques descriptives des variables externes sont les suivantes : pour l’anxiété, la moyenne est de 42,68 et l’écart-type de 8,97, les scores varient de 24 à 64 (alpha = 0,89) ; pour le névrosisme, la moyenne est de 20,31 et l’écart-type de 6,15, les scores varient de 8 à 34 (alpha = 0,84) ; pour l’extraversion, la moyenne est de 25,84 et l’écart-type de 6,55, les scores varient de 16 à 38 (alpha = 0,84). Les corrélations entre les variables critères, le score total à la BIS15 et les scores IM, AP et IC sont présentées au Tableau 4. Les corrélations entre les trois sous-échelles d’impulsivité et la variable
critère d’extraversion sont faibles et non significatives. Deux des corrélations entre les trois sous-échelles et la variable critère de névrosisme sont significatives ; elles sont toutes les trois faibles, se situant entre 0,20 et 0,30. Un patron semblable émerge des corrélations entre les trois sous-échelles et la variable critère d’anxiété ; la corrélation n’est pas significative avec de le score d’absence de planification mais l’est avec les deux autres. Cependant, un test t de la différence entre deux corrélations non indépendantes (Howell, 1998) indique que la plus grande de ces trois corrélations
Tableau 4 Intercorrélations des scores BIS et des variables critères (n = 70). Intercorrelations of BIS scores and criterion variables (n = 70). AP AP IM IC BIS ANX NEVR EXTR Genre Âge
0,49
IM
IC **
0,39 0,75
BIS *
0,27 0,30* 0,54
**
0,72 0,79** 0,70** 0,74
ANX
NEVR
EXTR
0,21 0,28* 0,44** 0,42** 0,89
0,21 0,26* 0,30* 0,35** 0,70** 0,84
−0,13 0,10 −0,02 −0,01 −0,31** −0,26* 0,84
Genre −0,08 −0,09 −0,17 −0,15 −0,12 −0,02 −0,08 –
Âge −0,25* −0,04 −0,08 −0,15 −0,03 −0,18 0,07 −0,08 –
AP : score de la sous-échelle absence de planification ; IM : score de la sous-échelle d’impulsivité motrice ; IC : score de la sous-échelle d’impulsivité cognitive ; BIS : score total BIS ; ANX : anxiété ; NEVR : névrosisme ; EXTR : extraversion. La diagonale présente les alphas de Cronbach de chaque variable. * p < 0,05 ; ** p < 0,01.
Pour citer cet article : Rousselle, P., & Vigneau, F. Adaptation et validation d’une version brève en langue franc¸aise du questionnaire d’impulsivité de Barratt (BIS-15). Rev. Eur. Psychol. Appl. (2016), http://dx.doi.org/10.1016/j.erap.2016.05.001
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(r = 0,44 entre l’anxiété et l’impulsivité cognitive) n’est pas significativement différente de la plus petite (r = 0,21 entre l’anxiété et l’absence de planification) : t (67) = 1,73, n.s. 2. Étude 2 L’étude 2 reprend les analyses psychométriques du questionnaire BIS-15 de l’étude 1 auprès d’un nouvel échantillon. Les réponses des sujets, recueillies cette fois sur le Web, étaient mesurées sur une échelle graduée en neuf points.
l’item 5 qui, dans l’étude 1, était saturé par les deux facteurs AP et IC, alors qu’il est saturé uniquement par AP ici. Des analyses factorielles confirmatoires ont été effectuées (méthode du maximum de vraisemblance et utilisation de la matrice de variances-covariances) pour comparer les quatre modèles testés dans l’étude 1 : un modèle unifactoriel d’impulsivité, un modèle à deux facteurs corrélés fondé sur la polarité des items, un modèle à trois facteurs corrélés suivant le modèle de Spinella (2007) et le modèle unifactoriel avec erreurs corrélées. Ces analyses révèlent un patron de résultats qualitativement identique à celui de l’étude 1 (voir le Tableau 3).
2.1. Méthode Trois cent cinquante-deux étudiants ont été recrutés dans divers cours de premier cycle à l’université de Moncton. Après élimination des sujets présentant des données manquantes, l’échantillon final se compose de 322 étudiants universitaires (123 hommes et 199 femmes) âgés de 17 à 41 ans (M = 21,30 ans, ET = 3,19). Le questionnaire BIS-15 est composé des mêmes items que dans l’étude 1, à la différence que les réponses doivent être données ici à l’aide d’une échelle de similitude graduée en neuf points allant de 1 (pas du tout comme moi) à 9 (tout à fait comme moi). La sollicitation des sujets pour l’étude a été effectuée par courrier électronique. L’invitation à participer était composée d’une courte lettre de sollicitation et du lien permettant d’accéder au questionnaire Web (logiciel de sondage en ligne PsychData dans sa version de 2012). 2.2. Résultats 2.2.1. Données descriptives Le score total de la BIS-15 se distribue normalement (ShapiroWilks = 0,99, p = 0,056). Les statistiques descriptives des scores sont présentées au Tableau 1. La fidélité du score total, estimée par l’alpha de Cronbach, indique que la cohérence interne du questionnaire est acceptable. Les alphas pour les trois facteurs sont également acceptables. Tout comme dans l’étude 1, il y a une relation significative et faible (r = −0,14, p < 0,05) entre le score total à la BIS-15 et l’âge. La relation entre le score total à la BIS et le genre n’est pas significatif dans cette étude : t (319) = 0,94 (p > 0,05 ; r = 0,05). 2.2.2. Structure factorielle Les résultats de l’analyse en composantes principales avec rotation varimax et une restriction à trois facteurs sont comparables à ceux de l’étude 1 (voir le Tableau 5). La seule différence notable entre l’étude 1 et l’étude 2 réside dans les saturations des items 12 et 13 qui sont ici clairement associées au facteur IC, ainsi que
3. Discussion Les données des deux études rapportées ici constituent une première validation psychométrique d’une adaptation en langue franc¸aise de la version brève de Spinella (2007) du questionnaire d’impulsivité de Barratt (BIS-15). Le premier objectif de cette étude était de proposer une validation psychométrique de cette version brève de la BIS. Compte tenu de l’absence de consensus sur la dimensionnalité de la BIS, nous avons examiné différents modèles à l’aide de l’analyse factorielle confirmatoire. Il apparaît ainsi que la structure à trois composantes rapportée dans la version originale de Spinella (2007) et dans sa traduction allemande (Meule et al., 2011) ne correspond pas à l’instrument de langue franc¸aise. Rappelons en outre que nos résultats, contrairement à ceux de Spinella (2007) et Meule et al. (2011), ont été obtenus à l’aide de l’analyse factorielle confirmatoire et non de la seule analyse factorielle exploratoire. Les analyses en composantes principales des deux études présentent certaines différences par rapport à celles de Spinella (2007) et Meule et al. (2011) en ce qui concerne la répartition des items sur les trois facteurs AP, IM et IC. Comme Steinberg et al. (2013), nous remarquons la présence de doublons pour les items 6 et 14 qui sont censés être saturés par le facteur IC. Il appert que la présence du facteur IC tient plus à la présence de ces deux items qu’à un réel facteur d’impulsivité cognitive (voir le Tableau 2). Le facteur AP contient trois items qui commencent par « je planifie » et un examen attentif du Tableau 2 révèle que ces trois items présentent des saturations supérieures aux deux autres items du facteur. L’apparition du facteur AP tient peut-être donc plus à un artefact de langue que, encore une fois, à un véritable facteur d’absence de planification. Ces résultats ont été obtenus tant dans l’étude 1 que dans l’étude 2. Les résultats de l’analyse factorielle confirmatoire appuient la supériorité du modèle unifactoriel avec erreurs corrélées comparativement aux autres modèles, bien que les indices d’ajustement obtenus dans l’étude 1 ne soient pas particulièrement bons. Les
Tableau 5 Analyse en composantes principales avec rotation varimax (n = 322). Principal component analysis with varimax rotation (n = 322). 1 0,69 0,79 0,65 0,45 0,33 −0,01 −0,02 0,35 0,15 0,00 0,58 0,24 0,16 0,17 0,64
2 0,22 0,02 0,17 0,11 0,12 0,79 0,62 0,47 0,75 0,76 0,09 0,45 0,00 0,11 −0,06
3 0,22 0,15 0,32 0,40 0,49 0,07 0,16 −0,09 0,05 −0,03 0,02 0,15 0,85 0,88 0,16
Item
Facteur
2. J’agis sans réfléchir 9. Je parle sans réfléchir 10. J’agis de fac¸on impulsive 12. J’agis selon l’inspiration du moment 13. J’achète des choses sur un coup de tête 1. Je planifie avec soin ce que je dois faire 5. Je mets de l’argent de côté régulièrement 7. Je suis quelqu’un de réfléchi 8. Je planifie ma sécurité d’emploi 15. Je planifie pour l’avenir 3. Je ne fais pas attention 4. Je me concentre facilement 6. J’ai la bougeotte lors de spectacle ou pendant les cours 14. Je suis agité pendant les cours ou les conférences 11. Réfléchir à un problème m’ennuie vite
IM IM IM IM IM AP AP AP AP AP IC IC IC IC IC
Les saturations supérieures ou égales à 0,35 sont en gras. IM : facteur impulsivité motrice ; AP : facteur absence de planification ; IC : facteur impulsivité cognitive.
Pour citer cet article : Rousselle, P., & Vigneau, F. Adaptation et validation d’une version brève en langue franc¸aise du questionnaire d’impulsivité de Barratt (BIS-15). Rev. Eur. Psychol. Appl. (2016), http://dx.doi.org/10.1016/j.erap.2016.05.001
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indices obtenus dans l’étude 2 favorisent également le modèle unifactoriel à erreurs corrélées. Les valeurs de fidélité estimées par le coefficient alpha de Cronbach sont modérées, particulièrement dans l’étude 1 (0,57 à 0,71 selon le score BIS-15 considéré) ; elles sont assez typiques dans l’étude 2 (0,68 à 0,81). La différence de fidélité alpha entre l’étude 1 et l’étude 2 peut tenir au mode d’examen (papier-crayon en classe pour l’étude 1, questionnaire Web pour l’étude 2) ; elle peut surtout tenir à l’échelle de réponse employée (échelle de fréquence en quatre points dans l’étude 1, échelle de similitude en neuf points dans l’étude 2). L’état des connaissances relatives aux effets de la longueur des échelles de réponses des questionnaires est encore aujourd’hui parcellaire. Le nombre idéal de catégories à utiliser fait toujours l’objet d’importants débats en psychologie (Preston & Colman, 2000). Selon Cox (1980), moins il y a de catégories, plus le sujet aura tendance à répondre de fac¸on extrême ce qui risque de rendre plus difficile la discrimination des sujets (puisqu’il n’y aura que deux groupes de sujets : ceux qui répondent toujours « tout à fait vrai » et ceux qui répondent toujours « tout à fait faux »). Plus récemment, une étude de Leung (2011) montre qu’une échelle en 11 catégories est beaucoup plus sensible et donc pertinente pour les évaluations psychométriques. Dans notre cas, il est clair que l’ampleur même de la variabilité mesurée à l’aide de l’échelle en quatre points est inférieure à celle mesurée à l’aide de l’échelle en neuf points (voir les valeurs des coefficients de variation rapportés au Tableau 1). La fidélité dépendant entre autres de la taille de la variabilité, il est possible que les indicateurs alpha soient meilleurs parce que les mesures de l’étude 2 présentent une variabilité plus grande. Dans ce contexte, les coefficients de fidélité tests-retest obtenus dans l’étude 1 (rtt de 0,81 à 0,84) sont probablement plus justes que les coefficients alpha de cette même étude. Ils représenteraient une estimation plus adéquate de la fidélité de la BIS-15. Des éléments de validité externe ont été recueillis dans l’étude 1. Les résultats des analyses mettent en évidence des relations modérées entre les scores BIS-15 et les variables anxiété et névrosisme et une absence de corrélation avec l’extraversion. Le score total de la BIS-15 est significativement corrélé aux mesures d’anxiété et de névrosisme, confirmant ainsi des résultats de la recherche dans le domaine. Cependant, la corrélation entre le score total de la BIS-15 et l’extraversion n’est pas significative et rien n’indique une relation entre les deux concepts. Les trois sous-échelles de la BIS-15 (IM, AP et IC) présentent des patrons de corrélations avec les variables critères (anxiété, névrosisme, extraversion, ainsi que genre et âge) très peu différents les uns des autres. Cette absence de validité externe différenciée des sous-échelles de la BIS-15, combinée aux résultats de l’analyse factorielle confirmatoire, nous amène à favoriser une conception unidimensionnelle du questionnaire BIS-15. En effet, comme le font remarquer Steinberg et al. (2013), les dimensions de la BIS15 semblent émerger principalement à cause de la présence d’items redondants (les « doublons » : par exemple, les items 1, 8 et 15 ; les items 6 et 14). Selon l’usage qu’on souhaite en faire et selon la perspective théorique adoptée, on pourra donc vouloir développer un questionnaire unidimensionnel d’impulsivité, comme l’ont fait Steinberg et al. (2013). Il n’est pas sûr cependant qu’un tel questionnaire statistiquement unidimensionnel conduirait à un score global dont les propriétés seraient, d’un point de vue pratique, fondamentalement différentes de celui obtenu par la sommation des réponses aux items de la BIS-15. Enfin, les deux études rapportées ici différaient de par leur mode de réponse : papier-crayon en classe dans l’étude 1 et questionnaire Web dans l’étude 2. Même si, de fac¸on générale, les opinions divergent quant à l’équivalence de ces modes, certains ayant trouvé une différence entre les deux méthodes (Miles & King, 1998 ; Potosky & Bobko, 1997 ; Schwartz, Mullis, & Dunham, 1998) et
7
d’autres non (Blazek & Forbey, 2011 ; Fouladi, McCarthy, & Moller, 2002 ; Vecchione, Alessandri, & Barbaranelli, 2012), la similitude des résultats obtenus ici dans les deux études plaide en faveur de l’équivalence des méthodes, du moins en ce qui concerne le questionnaire BIS-15. La mise à la disposition d’une version brève d’un outil aussi fréquemment employé que le questionnaire BIS devrait répondre à des impératifs d’économie de temps souvent associés au recueil de données psychologiques. La version du questionnaire BIS-15 évaluée ici fait preuve de qualités psychométriques satisfaisantes. Sa brièveté en fait un instrument facile à administrer pouvant être ajouté à d’autres instruments de mesure et contribuant ainsi à l’enrichissement des connaissances dans le domaine de la personnalité. Pour l’avenir il importera de contrôler le mode d’examen et l’effet de la longueur de l’échelle de mesure. D’autres modèles pourraient également être envisagés ; un modèle bifactoriel (Kline, 2016) incluant les trois facteurs d’impulsivités serait compatible avec les théories qui soutiennent la présence des trois facteurs. Il sera aussi utile d’évaluer les qualités psychométriques de ce questionnaire auprès de populations plus hétérogènes et, aussi, cliniques. Enfin, la présence de doublons dans le questionnaire BIS-15 devra être examinée de fac¸on attentive ; une réplication de l’étude de Steinberg et al. (2013) devrait être envisagée. Déclaration de liens d’intérêts Les auteurs déclarent ne pas avoir de liens d’intérêts. Annexe A. Matériel complémentaire Le matériel complémentaire accompagnant la version en ligne de cet article est disponible sur http://www.sciencedirect.com et http://dx.doi.org/10.1016/j.erap.2016.05.001. Références Barratt, E. S., Stanford, M. S., Kent, T. A., & Felthous, A. (1997). Neuropsychological and cognitive psychophysiological substrates of impulsive aggression. Biological Psychiatry, 41, 1045–1061. http://dx.doi.org/10.1016/S0006-3223(96)00175-8 Baylé, F. J., Bourdel, M., Caci, H., Gorwood, P., Chignon, J., Adés, J., et al. (2000). Structure factorielle de la traduction franc¸aise de l’échelle d’impulsivité de Barratt (BIS10). Revue canadienne de psychiatrie, 45, 156–165. Blaszczynski, A., & Nower, L. (2002). A pathways model of problem and pathological gambling. Addiction, 97, 487–499. http://dx.doi.org/10.1046/ j.1360-0443.2002.00015.x Blazek, N. L., & Forbey, J. D. (2011). A comparison of validity rates between paperand-pencil and computerized testing with the MMPI-2. Assessment, 18, 63–66. http://dx.doi.org/10.1177/1073191110381718 Bond, A. J., Verheyden, S. L., Wingrove, J., & Curran, H. V. (2004). Angry cognitive bias, trait aggression and impulsivity in substance users. Psychopharmacology, 171, 331–339. http://dx.doi.org/10.1007/s00213-003-1585-9 Boyle, G. J. (1991). Does item homogeneity indicate internal consistency or item redundancy in psychometric scales? Personality and Individual Differences, 12, 291–294. http://dx.doi.org/10.1016/0191-8869(91)90115-R Cattell, R. B. (1978). Scientific use of factor analysis in behavioral and life sciences. New York: Plenum. Cox, E. P. (1980). The optimal number of response alternatives for a scale. Journal of Marketing Research, 17, 407–422. http://dx.doi.org/10.2307/3150495 de Wit, H. (2009). Impulsivity as a determinant and consequence of drug use: A review of underlying processes. Addiction Biology, 14, 22–31. http://dx.doi.org/10.1111/j.1369-1600.2008.00129.x Dougherty, D. M., Bjork, J. M., Huckabee, H. C., Moeller, F. G., & Swann, A. C. (1999). Laboratory measures of aggression and impulsivity in women with borderline personality disorder. Psychiatry Research, 85, 315–326. http://dx.doi.org/10.1016/S0165-1781(99)00011-6 Fouladi, R. T., McCarthy, C. J., & Moller, N. P. (2002). Paper-and-pencil or online? Evaluating mode effects on measures of emotional functioning and attachment. Assessment, 9, 204–215. http://dx.doi.org/10.1177/10791102009002011 Gauthier, J., & Bouchard, S. (1993). Adaptation canadienne-franc¸aise de la forme révisée du State-Trait Anxiety Inventory de Spielberger. Revue canadienne des sciences du comportement, 25, 559–578. http://dx.doi.org/10.1037/h0078881 Howell, D. C. (1998). Méthodes statistiques en sciences humaines. Bruxelles: De Boeck Université.
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