Adaptation et validation française de l’inventaire de croyances et perceptions associées à la douleur

Disponible en ligne sur www.sciencedirect.com

Pratiques psychologiques 15 (2009) 387–404

Article hors thème

Adaptation et validation franc¸aise de l’inventaire de croyances et perceptions associées à la douleur The pain beliefs and perceptions inventory (PBPI) French adaptation and validation of the pain beliefs and perceptions inventory (PBPI) L. Dany a,b,∗ , P. Roussel c , S. Carayon d , S. Blois a,b , T. Apostolidis a,e a

Laboratoire de psychologie sociale, université de Provence, 29, avenue Robert-Schuman, 13621 Aix-en-Provence cedex 1, France b Service d’oncologie médicale, hôpital de la Timone, 264, rue Saint-Pierre, 13385 Marseille cedex 05, France c Centre de la douleur chronique, hôpital de la Timone, 264, rue Saint-Pierre, 13385 Marseille cedex 05, France d Centre psyCLÉ, université de Provence, 29, avenue Robert-Schuman, 13621 Aix-en-Provence cedex 1, France e Inserm UMR-912, Marseille, France Rec¸u le 1er juillet 2007 ; accepté le 1er d´ecembre 2007

Résumé Les croyances occupent une place de choix pour rendre compte de l’expérience de la douleur. Leur évaluation représente un enjeu pour les praticiens impliqués dans la prise en charge de la douleur. Afin de mettre un outil à disposition de ces professionnels, nous avons mis en œuvre la validation en franc¸ais du pain beliefs and perception inventory (PBPI) (Pain 36 [1989] 351–358). Après traduction, la version franc¸aise a été administrée à des patients souffrant de douleurs chroniques (n = 247) d’un centre de la douleur chronique. Un ensemble d’analyses (sensibilité des items, analyses factorielles, estimation de l’homogénéité des différentes dimensions, sensibilité des dimensions) a été effectué et a permis de mettre en évidence que la version franc¸aise du PBPI présente de bonnes qualités psychométriques. Des analyses complémentaires témoignent du lien existant entre expérience de la douleur (douleur ressentie, soulagement et variation de la douleur) et croyances associées à la douleur. Des travaux supplémentaires pourront être effectués afin d’explorer les perspectives d’applications de cet outil. © 2008 Société franc¸aise de psychologie. Publié par Elsevier Masson SAS. Tous droits réservés.

∗

Auteur correspondant. 2, rue Bérenger, 04300 Forcalquier, France. Adresse e-mail : [email protected] (L. Dany).

1269-1763/$ – see front matter © 2008 Société franc¸aise de psychologie. Publié par Elsevier Masson SAS. Tous droits réservés.

doi:10.1016/j.prps.2007.12.009

388

L. Dany et al. / Pratiques psychologiques 15 (2009) 387–404

Abstract Beliefs have an important place to account for pain experience. Their evaluation constitutes a stake for physicians implied in the care of pain. In order to give care professionals a tool, we implement the French validation of the pain beliefs and perception inventory (PBPI) (Pain 36 [1989] 351–358). After translation, the French version was completed by chronic pain patients (n = 247) of a chronic pain center. A whole of analyses (sensitivity of items, factor analysis, estimation of the reliability of dimensions, sensitivity of dimensions) was carried out and confirmed the good psychometric qualities of the French version of the PBPI. Complementary analyses testify for the existing bond between experience of pain (felt pain, relief and variation of the pain) and pain beliefs. Additional works could be carried out to explore application perspectives of this tool. © 2008 Société franc¸aise de psychologie. Publié par Elsevier Masson SAS. Tous droits réservés. Mots clés : Pain beliefs and perception inventory ; Croyances ; Douleur ; Validation franc¸aise Keywords: Pain beliefs and perception inventory; Beliefs; Pain; French validation

L’évaluation de la douleur1 constitue une démarche incontournable dans tout projet de prise en charge des individus présentant des douleurs, que celles-ci soient ou non chroniques. Plusieurs objectifs peuvent guider la mise en œuvre de cette évaluation : quantifier et qualifier l’atteinte douloureuse, permettre la mise en lumière des spécificités individuelles des patients souffrant de douleur, fournir des stratégies pour l’intervention et faciliter le suivi thérapeutique, évaluer les progrès liés aux traitements ou fournir des comparaisons pré/post traitement (Boureau, 1988). Pour résumer, il s’agit à la fois d’évaluer un état, de permettre la prise en charge la plus adaptée mais aussi d’envisager l’évolution de l’état d’une personne confrontée à une expérience douloureuse. L’évaluation de la douleur s’est aujourd’hui généralisée dans les pratiques soignantes, notamment grâce à l’utilisation d’échelles unidimensionnelles telle que l’échelle visuelle analogique (EVA) (Bond et Pilowsky, 1966), l’échelle numérique (EN) (Jensen et al., 1986) ou l’échelle verbale simple (EVS) (Jensen et al., 1986). Des échelles multidimensionnelles comme le McGill pain questionnaire (MPQ) (Melzack, 1987, 1975) ou le brief pain inventory (BPI) (Daut et al., 1983) permettent, quant à elles, une évaluation plus fine de l’expérience douloureuse. Toutefois, la perception individuelle de la douleur et son appréciation sont des phénomènes complexes qui intègrent des processus psychologiques et émotionnels. La douleur ne se limite pas à un désordre et/ou à des dysfonctionnements de type physique, elle résulte également de la combinaison de facteurs physiologiques, pathologiques, émotionnels, psychologiques, cognitifs, environnementaux et sociaux (Holdcroft et Power, 2003). Les outils précités ne permettent pas d’accéder à ces dimensions. En effet, ils ne permettent pas d’appréhender les croyances élaborées vis-à-vis de la douleur. Or l’évaluation des croyances élaborées vis-à-vis de la maladie constitue un outil des plus pertinents pour rendre compte de l’expérience du vécu de la maladie. Cette évaluation peut se révéler des plus utiles et heuristiques pour toute démarche de prise en charge de la douleur qui vise à prendre en compte les élaborations sociocognitives des patients vis-à-vis de cette expérience spécifique (Blois et al., 2006).

1 La douleur est définie par l’International Association for the Study of Pain comme une expérience sensorielle et émotionnelle désagréable associée à des lésions tissulaires présentes ou potentielles ou décrite comme relevant de telles lésions.

L. Dany et al. / Pratiques psychologiques 15 (2009) 387–404

389

1. Croyances, santé et maladie Les croyances sont des notions préexistantes sur la nature de la réalité qui guident les perceptions que nous avons de nous-mêmes et de notre environnement (Lazarus et Folkman, 1984). Elles peuvent être définies comme des assomptions ou des conceptions personnelles, à propos de l’existence d’éléments explicatifs de la réalité et des liens que ces éléments entretiennent entre eux. Bien que les croyances de chaque personne soient uniques, leurs contenus, contours et formes sont influencés par des facteurs socioculturels comme l’appartenance ethnique, la famille et la socialisation. Dans une analyse de travaux portant sur l’analyse dimensionnelle des croyances des individus vis-à-vis de la maladie, Bruchon-Schweitzer (2002) montre que l’on observe en général quatre à huit dimensions qui concernent le passé (l’histoire de la maladie), le présent et l’avenir de l’affection, l’attribution causale (origine et responsabilité de la maladie), l’identification (nom, symptômes, etc.), la gravité et le contrôle perc¸us (curabilité, durée, variabilité et conséquences de la maladie). D’autres aspects des « théories » des malades ont été étudiés et notamment le diagnostic subjectif. Chaque sujet construirait des « prototypes » de maladies à partir de certains signes et symptômes. Cette activité implique la création de dénominations, de taxinomies personnelles et l’élaboration de diverses croyances concernant la gravité, les lieux du corps concernés, la contagion et le pronostic personnel (Bishop, 1994). Ainsi, les théories naïves de la maladie correspondent à la recherche de sens où l’identification (quoi), la description (comment) et l’interprétation (pourquoi) sont étroitement imbriquées. Les croyances vis-à-vis des maladies, loin d’êtres spontanées, correspondent à un véritable travail d’élaboration psychique chez les patients : recherche des causes, reconstruction temporelle, quête de sens, projets de vie. Leur fonction est adaptative : ces processus permettent d’appréhender notre environnement, de le comprendre, afin de mettre en place les ressources nécessaires pour gérer le stress relatif aux situations nouvelles et/ou aversives. Cette étape « évaluative » est donc un préalable à la mise en œuvre de stratégies d’ajustement spécifiques vis-à-vis de la maladie et des traitements. Diverses approches en psychologie considèrent que les croyances, conceptions, représentations et « théories profanes » jouent un rôle important dans la prédétermination et l’adoption de styles de vie sains ou à risques. Elles permettraient aux individus d’évaluer leur situation ou état, d’intégrer ces informations dans leur histoire personnelle et de réagir en fonction du degré de contrôle qu’ils pensent avoir sur la situation (Bruchon-Schweitzer, 2002 ; Morin et Apostolidis, 2002). À ce titre, prendre en compte les modèles explicatifs de la maladie (Kleinman, 1980), les manières dont les individus interprètent la maladie, peut aider à déterminer comment ceux-ci opèrent leurs choix de traitements et peut, dans certains cas, contribuer à prédire la compliance2 et les résultats de ces traitements (Borkan et al., 1991). 2. Croyances liées à la douleur : enjeux et perspectives L’approche cognitivo-comportementale de la douleur permet d’appréhender les croyances personnelles et les stratégies de coping relatives à la douleur, qui influencent de fac¸on importante

2 La compliance correspond à l’ensemble des comportements intervenant dans le style de vie et influenc ¸ ant la santé (Tarquinio et al., 2002). Ils peuvent englober non seulement la prise de médications, mais aussi divers comportements adaptés ou « sains » (exemple : régimes alimentaires, aller aux rendez-vous médicaux, faire de l’exercice).

390

L. Dany et al. / Pratiques psychologiques 15 (2009) 387–404

l’ajustement des patients. Les croyances relatives à la douleur regroupent les conceptualisations des patients sur la douleur et ce qu’elle représente pour eux (Williams et Thorn, 1989). De telles croyances peuvent être en discordance avec les connaissances scientifiques et affecter négativement l’observance thérapeutique des traitements de la douleur chronique (Morley et Wilkinson, 1995 ; Spitz, 2002). Ainsi, on peut par exemple observer que les croyances des patients sur la nature de leur problème peuvent influencer la rapidité des réponses au traitement et leurs modalités (Walsh et Radcliffe, 2002). De même, les patients qui estiment avoir un bon contrôle sur leur douleur sont plus nombreux à participer et à tirer des bénéfices d’interventions psychosociales (Harkapaa et al., 1991 ; Jensen et al., 1987 ; Jensen et al., 2000). D’autres recherches montrent que les cognitions « négatives » pourraient prédire la douleur, les incapacités et la détresse chez des patients souffrant de douleurs chroniques (Boothby et al., 1999 ; Jensen et al., 1991) ; elles seraient également associées à un meilleur recours aux services de santé et à un niveau plus élevé d’utilisation des médications contre la douleur (Gil et al., 1989). Ainsi, l’identification des croyances et cognitions, adaptées ou inadaptées, liées à la douleur peut permettre une meilleure compréhension des réponses individuelles aux douleurs chroniques et contribuer à la mise en œuvre de traitements plus effectifs (Jensen et al., 1994). À ce titre, l’évaluation de ces croyances représente un enjeu pour les praticiens impliqués dans la prise en charge de la douleur. Un certain nombre d’échelles ont été élaborées pour évaluer ces croyances. L’inventaire de croyances et perceptions associées à la douleur ou pain beliefs and perceptions inventory (PBPI) fait partie de ces outils. Il a l’avantage d’être facilement utilisable du fait de son faible nombre d’items et a prouvé ses bonnes qualités psychométriques sur des échantillons de patients américains (Williams et Keefe, 1991 ; Williams et al., 1994), anglais (Morley et Wilkinson, 1995), allemands (Herda et al., 1994) et norvégiens (Dysvik et al., 2004). 3. Le pain beliefs and perceptions inventory Le pain beliefs and perception inventory (Williams et Thorn, 1989) a été développé pour identifier les dimensions centrales des croyances associées à la douleur et examiner la relation entre croyances liées à la douleur et manifestations comportementales associées à l’expérience douloureuse. Cet inventaire a été initialement construit aux États-Unis, en sollicitant l’expression d’une large variété de croyances associées à la douleur auprès d’un échantillon de travailleurs indemnisés pour un accident du travail source de douleurs chroniques. Les croyances ainsi recueillies ont été ensuite transformées en items et proposées à un autre échantillon de 121 travailleurs victimes d’accident du travail. L’analyse statistique et factorielle des items a permis d’obtenir la version finale de l’inventaire alors validé sur un troisième échantillon. Cette échelle comporte 16 items qui reflètent diverses croyances et perceptions relatives à l’expérience douloureuse. Celles-ci rendent compte du type de lien – de rapport – entretenu avec la douleur. Pour chaque item, les sujets doivent indiquer leur degré d’accord ou de désaccord sur une échelle en quatre points. L’étude princeps de Williams et Thorn (1989) a mis en évidence une structure en trois dimensions : la culpabilité (self-blame), la douleur comme mystère (mysteriousness) et une dimension concernant la durée de la douleur (beliefs about the duration of pain). Une recherche australienne ultérieure a permis de proposer une quatrième dimension, ainsi que Williams et Thorn en avaient fait l’hypothèse lors de la construction de leur inventaire. En effet, la sous-échelle relative à l’aspect temporel de la douleur peut être scindée en deux sous-échelles : la pérennité et la constance de la douleur (Strong et al., 1992). Des études ensuite effectuées en Allemagne, en Angleterre et

L. Dany et al. / Pratiques psychologiques 15 (2009) 387–404

391

en Norvège (Herda et al., 1994 ; Morley et Wilkinson, 1995 ; Dysvik et al., 2004) ont permis de répliquer cette structure en quatre facteurs. La version usuelle de l’échelle comporte donc quatre dimensions : • la dimension « mystère » regroupe des items (n = 4) reflétant le caractère mystérieux de la douleur et le fait qu’il s’agisse d’une expérience difficilement compréhensible (par exemple : « Je n’arrive pas à comprendre pourquoi j’ai mal ») ; • la dimension « pérennité » regroupe les items (n = 5) qui rendent compte de l’aspect temporel de l’expérience douloureuse en termes de développement à long terme et de possible chronicité de la douleur (par exemple : « Ma douleur sera toujours là ») ; • la dimension « constance » regroupe les items (n = 4) qui reflètent aussi l’aspect temporel de la douleur, mais en se centrant sur son caractère intermittent versus continu (par exemple : « J’ai constamment mal ») ; • la dimension « culpabilité » regroupe les items (n = 3) qui reflètent un sentiment de responsabilité vis-à-vis de la douleur (par exemple : « Si j’ai mal c’est uniquement de ma faute »). Les résultats de la première recherche (Williams et Thorn, 1989) ont montré que les croyances liées à la douleur entretiendraient un lien prédictif avec la compliance aux traitements, la douleur chronique, une faible estime de soi, la somatisation, la détresse psychologique et seraient associées au lieu de contrôle vis-à-vis de la santé. D’autres travaux (Williams et Keefe, 1991) ont mis en évidence que les patients croyant leur douleur durable et mystérieuse adoptaient des stratégies mal adaptées et peu efficaces. Ils seraient considérés par leurs médecins comme faisant preuve d’une moindre observance thérapeutique, comparés aux patients qui comprennent l’origine de leur douleur et l’estiment de courte durée. Selon Williams et al. (1994), la croyance dans la pérennité de la douleur serait associée à l’intensité de la douleur, la constance à l’anxiété, le mystère à la détresse psychologique et la culpabilité aux symptômes dépressifs. Williams et Keefe (1991) rapportent que les patients qui ont des croyances fortes vis-à-vis de la pérennité et l’aspect mystérieux de leur douleur adoptent moins de stratégies de coping. Les patients ayant des scores élevés sur les croyances relatives à la pérennité et à la constance de la douleur montreraient une moindre compliance aux traitements physiques et psychologiques. Les patients ayant eu des scores élevés sur les croyances liées à l’aspect mystérieux de la douleur ont montré une plus grande détresse psychologique (anxiété et symptômes dépressifs), une faible compliance aux traitements physiques, mais une meilleure compliance à la prise en charge psychologique. Les auteurs ont montré que la dimension culpabilité n’était pas prédictive de la compliance aux traitements, mais était associée aux symptômes dépressifs. Les patients souffrant de douleurs chroniques interrogés par Williams et al., 1994 montraient peu d’adhésion aux items concernant la culpabilité (moyenne = −1,36 sur un score allant potentiellement de −2 à +2). Une autre recherche effectuée auprès de patients brûlés (Kiecolt-Glaser et Williams, 1987) a mis en évidence que la culpabilité était associée à une faible compliance, à une plus grande manifestation de comportements douloureux et à davantage de dépression. 4. Méthode et procédure de la validation La procédure de validation en franc¸ais de cette échelle se fonde sur une démarche destinée à établir la validité de contenu et la validité de construit de l’outil dans sa version franc¸aise. Plusieurs étapes ont guidé cette procédure (Vallerand, 1989) : traduction comparée version–thème

392

L. Dany et al. / Pratiques psychologiques 15 (2009) 387–404

et mise en forme de l’échelle en franc¸ais, après autorisation des auteurs ; prétest commenté de la version traduite auprès d’un échantillon de patients souffrant de douleurs chroniques et finalisation de la version franc¸aise ; administration auprès d’un échantillon de patients atteints de douleurs chroniques ; vérification empirique de la validité de la version traduite (sensibilité, fidélité de l’échelle par l’analyse de la consistance interne, évaluation de la validité de construit par l’étude de la structure de l’échelle et des relations avec d’autres construits). 4.1. Échantillon La passation s’est effectuée auprès de patients souffrant de douleurs chroniques consultant au centre de la douleur chronique du service de neurochirurgie fonctionnelle de l’hôpital La Timone (Marseille). Le questionnaire a été proposé à l’ensemble des patients se présentant à la consultation douleur sur une période de quatre mois à raison de deux jours d’enquête par semaine. Au total, 248 patients ont ainsi participé à cette recherche (âge moyen = 52 ; écart-type = 13,2 ans ; étendue : 18–84 ans), dont 187 femmes (âge moyen = 51,69 ; ET = 12,97) et 61 hommes (âge moyen = 53,16 ; ET = 13,80). En moyenne, les patients souffraient de leur douleur depuis 9,4 ans (ET = 11 ans ; étendue : deux mois–70 ans) dont 237 patients (95,6 %) souffrant de douleur depuis plus de six mois. Près du tiers (31 %) exerce une activité professionnelle, 27 % sont retraités et 37,1 % sont en invalidité (pour 64 % d’entre eux, cette invalidité est en lien avec leur douleur). La douleur de ces patients est majoritairement traitée à l’aide de médicaments par voie orale (97,1 %), de médicaments par injection (44,4 %), de rééducation (58,1 %), de physiothérapie (24,6 %), de psychothérapie (22,6 %). Une minorité (16 %) a fait appel à un guérisseur ou à un magnétiseur pour sa douleur. Enfin, 10,1 % ont déjà consulté un acuponcteur et 7,2 % un ostéopathe pour traiter leur douleur. Ces divers traitements leur apportaient en moyenne un niveau de soulagement de 38 % (S.D. = 26,6 % ; étendue : 0–100 %), près de deux patients sur dix (18,1 %) étant soulagés à 60 % ou plus. 4.2. Mesures 4.2.1. Pain beliefs and perception inventory La version initiale du PBPI a été soumise à un spécialiste de langue anglaise qui a procédé à une première traduction de tous les items et de la consigne de la version originale. À la suite de cette première traduction, nous avons opéré une seconde traduction dans le sens inverse. Ces deux traductions (anglais en franc¸ais ; franc¸ais en anglais) ont été confrontées, afin d’assurer à la fois la fidélité à l’outil original et la clarté des items de la version franc¸aise. Cette première version traduite de l’échelle a fait l’objet d’un prétest commenté auprès d’un échantillon de 30 personnes. L’objectif de ce prétest était de tester la compréhension des items et l’appréciation globale de l’échelle, ainsi que l’opérationnalité de la consigne. La réalisation du prétest n’a pas entraîné de modification des items. L’ordre de ces derniers a, par ailleurs, été conservé. La version franc¸aise du PBPI mesure donc le degré d’accord des patients pour 16 items reflétant des perceptions et croyances relatives à la douleur. L’échelle de réponse de type Lickert s’étend de −2 (pas du tout d’accord) à +2 (tout à fait d’accord) sans modalité centrale (0), conformément à la version originale. 4.2.2. Échelles de douleur Le questionnaire comprenait un ensemble de quatre questions sur l’intensité de la douleur : la douleur la plus faible et la plus élevée ressentie au cours de la semaine passée, la douleur en

L. Dany et al. / Pratiques psychologiques 15 (2009) 387–404

393

Tableau 1 Statistiques descriptives par items

Q1. Personne n’est capable de me dire pourquoi j’ai mal Q2. Je pensais que ma douleur pouvait être guérie, mais maintenant je n’en suis plus aussi sûr Q3. Il y a des moments où je n’ai pas mal Q4. Ma douleur est difficile à comprendre pour moi Q5. Ma douleur sera toujours là Q6. J’ai constamment mal Q7. Si j’ai mal c’est uniquement de ma faute Q8. Je n’ai pas assez d’informations à propos de ma douleur Q9. Ma douleur est un problème temporaire dans ma vie Q10. J’ai l’impression que je me réveille avec la douleur et que je m’endors avec elle Q11. Je suis la cause de ma douleur Q12. Il existe un moyen de guérir ma douleur Q13. Je me fais des reproches quand j’ai mal Q14. Je n’arrive pas à comprendre pourquoi j’ai mal Q15. Un jour, de nouveau, je n’aurai plus mal du tout Q16. Ma douleur varie en intensité mais elle est toujours présente avec moi

Moyenne

Écart-type

Asymétrie

Kurtose

2,5806 3,0931

0,98241 0,82850

−0,034 −0,651

−1,016 −0,138

2,3185 2,9429 2,8421 3,0205 1,4327 2,6842

1,01374 1,02269 0,97289 0,97478 0,73590 0,96560

0,056 −0,557 −0,319 −0,525 1,977 −0,150

−1,169 −0,864 −0,960 −0,907 3,881 −0,964

2,2195 3,3669

1,01448 0,86686

0,258 −1,238

−1,090 0,626

1,6122 2,6490 2,0202 2,8340 2,4615 3,4032

0,78449 0,85366 1,03378 0,96734 0,94436 0,78363

1,215 −0,293 0,493 −0,368 0,039 −1,202

0,979 −0,484 −1,069 −0,864 −0,891 0,814

général et la douleur ressentie en ce moment. Pour chacune de ces questions les patients devaient indiquer le niveau de douleur ressenti sur une échelle allant de 0 (pas de douleur) à 10 (douleur la plus intense). 4.2.3. Détresse psychologique La détresse psychologique a été évaluée à l’aide de l’échelle hospital anxiety and depression scale (HADS) (Zigmond et Snaith, 1983 ; Lépine, 1993). Cette échelle permet d’évaluer les dimensions d’anxiété et de dépression dans des populations non psychiatriques (Herrmann, 1997). Elle est constituée de deux sous-échelles comportant sept items chacune et permettant d’obtenir deux scores : un score mesurant l’anxiété (HAD-A, exemple « Je me sens tendu ou énervé ») et un score de dépression (HAD-D, exemple « J’ai l’impression de fonctionner au ralenti »). 5. Résultats L’ensemble des analyses statistiques a été réalisé à l’aide du logiciel SPSS© . Afin d’obtenir une échelle de réponse ayant des intervalles égaux, les réponses aux items du PBPI ont été recodées de 1 à 4 (Strong et al., 1992). 5.1. Sensibilité des items De fac¸on générale, les items composant le PBPI possèdent une bonne sensibilité sur notre échantillon (Tableau 1) d’après la théorie classique des tests (moyenne comprise entre 2 et 3, asymétrie et kurtose inférieures à 2 en valeur absolue). Cependant, sur les trois items qui composent hypothétiquement la dimension culpabilité, deux (le 7 et le 11) sont très peu sensibles sur notre échantillon : la modalité « pas du tout d’accord » est très majoritairement choisie, ce que montrent

394

L. Dany et al. / Pratiques psychologiques 15 (2009) 387–404

Tableau 2 Analyse en composantes principales, rotation varimax

% VE

Facteur 1 Constance 21,64

Facteur 2 Mystère 14,95

Facteur 3 Pérennité 10,61

Facteur 4 Culpabilité 10,47

Items 3 (CO) 6 (CO) 10 (CO) 16 (CO) 1 (M) 4 (M) 8 (M) 14 (M) 2 (M) 5 (P) 9 (P) 12 (P) 15 (P) 7 (C) 11 (C) 13 (C)

−0,811 0,840 0,738 0,694 0,025 0,095 0,108 0,037 0,200 0,453 −0,100 0,040 −0,100 −0,050 0,002 0,074

0,052 0,093 0,199 0,098 0,667 0,779 0,699 0,771 0,494 0,185 0,057 −0,080 0,103 0,017 −0,028 0,187

0,038 −0,076 −0,032 −0,098 −0,144 0,051 0,116 0,105 −0,321 −0,486 0,754 0,760 0,758 0,086 0,039 −0,055

0,089 −0,001 0,130 0,009 0,011 0,134 −0,013 0,085 0,024 0,012 0,057 0,049 −0,033 0,835 0,853 0,629

Légendes correspondant aux dimensions : CO : constance ; M : mystère ; P : pérennité ; C : culpabilité. Légendes des indices : VE : variance expliquée. Les saturations supérieures à 0,30 apparaissent en gras.

les moyennes inférieures à 2 et des indices d’asymétrie et d’aplatissement élevés à très élevés en valeur absolue. On peut donc s’attendre à des résultats peu satisfaisants dans les analyses corrélationnelles pour cette dimension. 5.2. Analyse factorielle exploratoire L’ensemble des items du PBPI a été soumis à une analyse factorielle en composantes principales (Tableau 2). L’analyse aboutit à l’extraction de quatre facteurs ayant des valeurs propres supérieures à 1 (critère de Cattell). De même, le tracé des valeurs propres montre clairement un éboulis (critère de Kaiser) après le quatrième facteur. La rotation orthogonale (varimax) des facteurs conduit à une structure quasiment identique (à une exception près) à celle des précédentes études sur le PBPI (Strong et al., 1992 ; Herda et al., 1994 ; Morley et Wilkinson, 1995 ; Dysvik et al., 2004). Les quatre facteurs expliquent 57,7 % de la variance. Les items 3, 6, 10 et 16 sont fortement saturés par le facteur 1 qui explique 16,8 % de la variance. Il s’agit de la dimension constance. Les items 1, 4, 8 et 14 sont fortement saturés par le facteur 2 qui explique 15,8 % de la variance. Ce facteur représente la dimension mystère. De plus, l’item 2 est aussi saturé moyennement par ce facteur alors qu’il appartient théoriquement à la dimension pérennité. Cette saturation nous amène à poser une hypothèse différente quant à son affectation, au regard de la validation princeps. Cette hypothèse d’affectation nouvelle sera testée lors de l’analyse confirmatoire. Le facteur 3 explique 13,4 % de la variance. Il sature moyennement et négativement l’item 5 et, fortement et positivement les items 9, 12 et 15. Il s’agit de la dimension pérennité « inversée » (les items n’ayant pas été recodés à l’inverse pour l’analyse factorielle, ce facteur correspond en effet à

L. Dany et al. / Pratiques psychologiques 15 (2009) 387–404

395

Tableau 3 Analyses factorielles confirmatoires Indices considérés

Modèle 1 : 16 items Hypothèse issue des validations anglaise et allemande

Modèle 2 : 16 items Hypothèse du modèle 1 avec réaffectation de l’item 2 à la dimension mystère

␹2 (DL) Ratio ␹2 /DL RMSEA CFI Comparaisons modèles 3 et 1 Comparaisons modèles 3 et 2

208,79 (98) 195,73 (98) 2,13 1,99 0,068 0,063 0,846 0,864 2 (Δdl) = 73, 32 (14), p < 0,005 Δ χ3/1 2 (Δdl) = 60, 26 (14), p < 0,005 Δ χ3/2

Modèle 3 : 15 items Hypothèse du modèle 2 avec suppression de l’item 5 135,47 (84) 1,61 0,05 0,915

une perception de la douleur comme un phénomène temporaire). Notons que l’item 5 présente aussi une autre saturation moyenne quasiment égale (sur le facteur 1 de constance). Le contenu de cet item « Ma douleur sera toujours là » peut être considéré comme ambigu et ne permet pas de statuer sur sa dimension d’affectation. De plus, son retrait de la dimension pérennité ou son ajout à la dimension constance ne modifient pas la consistance interne de chacune de ces dimensions. Une nouvelle hypothèse de retrait de l’item 5 du modèle sera donc aussi testée lors de l’analyse confirmatoire. Enfin, le facteur 4 qui explique 11,7 % de la variance sature fortement les items 7, 11 et 13. Il s’agit de la dimension culpabilité. La structure en quatre facteurs est ainsi bien présente sur notre échantillon. Cependant, l’affectation de deux items (2 et 5) aux différentes dimensions varie au sein de l’échantillon franc¸ais. Ainsi, afin de pouvoir statuer sur la version validée en contexte franc¸ais, nous avons soumis les données à trois analyses factorielles confirmatoires testant trois hypothèses : la première repose strictement sur la structure proposée dans les études de validation anglaise et allemande ; à la suite de l’analyse factorielle exploratoire, la deuxième postule la réaffectation de l’item 2 à la dimension mystère et la troisième supprime en sus l’item 5 du deuxième. 5.3. Analyse factorielle confirmatoire Trois modèles factoriels hypothétiques concurrents ont été testés en analyse factorielle confirmatoire. Cette analyse consiste à étudier puis à comparer leurs ajustements respectifs aux données. Le premier modèle (1) correspond à la structure proposée par les études de validation anglaise et allemande ; le deuxième (2) réaffecte uniquement l’item 2 à la dimension mystère et le dernier (3) emboîté au deuxième, propose en plus la suppression de l’item 5 (Tableau 3). Ces analyses ont été réalisées par l’estimation du maximum de vraisemblance (logiciel Lisrel© 8.80), en posant l’hypothèse de facteurs indépendants. Plusieurs indices ont été utilisés pour juger de l’adéquation des modèles aux données : rapport entre khi-deux et degré de liberté (un rapport inférieur à 1,96 démontre un bon ajustement), indice RMSEA (une valeur inférieure ou égale à 0,05 signe un bon ajustement) et CFI (une valeur supérieure ou égale à 0,90 indique un bon ajustement). L’analyse des indices obtenus montre que le modèle 3 présente de bons indices d’ajustement aux données (ratio ␹2 /dl = 1,61, RMSEA = 0,05 et CFI = 0,915). De plus, les comparaisons aux deux autres modèles par les calculs de khi-deux partiels indiquent des différences significatives

396

L. Dany et al. / Pratiques psychologiques 15 (2009) 387–404

Tableau 4 Homogénéité des quatre dimensions du PBPI Dimensions

Nombre d’items

Alpha de Cronbach

Constance Mystère Pérennité Culpabilité

4 5 3 3

0,79 0,74 0,70 0,63

( ␹2 3/1 (dl) = 73,32 (14), p < 0,005 et  ␹2 3/2 (dl) = 60,26 (14), p < 0,005) et le modèle 3 présente un meilleur ajustement que celui obtenu pour le modèle 2 (ratio ␹2 /dl = 1,99, RMSEA = 0,063 et CFI = 0,864) et pour le modèle 1 (ratio ␹2 /dl = 2,13, RMSEA = 0,068 et CFI = 0,846). Ces résultats montrent la validité des dimensions repérées par les validations anglo-saxonnes ainsi que la pertinence du PBPI dans sa version adaptée au contexte franc¸ais : elle comporte 15 items et l’item 2 y est affecté à la dimension mystère. Ces changements seront pris en compte dans la suite des analyses. 5.4. Homogénéité des dimensions L’estimation de l’homogénéité des différentes dimensions du PBPI, fondée sur la covariance entre les différents items les composant, a été mesurée avec le coefficient alpha (␣) de Cronbach (Cronbach, 1951 ; Cronbach et Meehl, 1955) (Tableau 4). L’homogénéité des dimensions constance, pérennité et mystère est supérieure ou égale à 0,70. L’homogénéité de la dimension culpabilité est légèrement plus faible (0,63), cela étant probablement dû à la faible sensibilité de chacun des items qui la compose (cf. Tableau 1). 5.5. Sensibilité des sous-échelles Pour chaque dimension, nous avons calculé un score par sommation des réponses aux items les composant. Afin de pouvoir comparer les valeurs obtenues avec celles données dans la littérature, l’échelle de réponse aux items initiale, allant de −2 à +2 a été utilisée ici (et non plus le recodage de 1 à 4 utilisé précédemment pour obtenir des intervalles égaux). Les items formulés dans le sens d’une moindre adhésion à chaque dimension ont été préalablement recodés à l’inverse (items 3, 9, 12 et 15). Enfin, la somme des réponses aux items composant une échelle est calculée, puis divisée par le nombre d’items, afin de pouvoir comparer les différentes études entre elles, quel que soit le nombre d’items affecté à chaque dimension. Les trois échelles constance, pérennité et mystère discriminent bien les sujets entre eux (Tableau 4). En revanche, de la même fac¸on que les items qui la composent, l’échelle de culpabilité est peu sensible (variance trois à quatre fois inférieure à celles des autres échelles) et présente un effet plancher massif (86,7 % des sujets ont un score inférieur à 0, soit une faible culpabilité) présent dans d’autres études (Morley et Wilkinson, 1995). La comparaison avec les résultats des études antérieures (Tableau 4) montre que les moyennes obtenues par dimension sont, en partie, différentes. Ainsi, la moyenne obtenue sur l’échantillon franc¸ais diffère significativement : • et est supérieure à celles des échantillons allemand et anglais pour la dimension constance (respectivement, t [439] = 3,90, p < 0,001 et t [330] = 5,64, p < 0,001) ;

L. Dany et al. / Pratiques psychologiques 15 (2009) 387–404

397

Tableau 5 Sensibilité des quatre sous-échelles du PBPI et comparaison avec les indices des études antérieures Constance

Mystère

Pérennité

Culpabilité −1,13 −1,3a −0,99 −1,03

Moyenne validation franc¸aise Moyenne Herda et al. (1994) Moyenne Morley et Wilkinson, 1995 Moyenne Dysvik et al. (2004)

0,85 0,48a 0,39a 0,94

0,47 0,35 0,045a 0,54

0,06 0,18 0,22 0,61a

Écart-type validation franc¸aise Écart-type Herda et al. (1994) Ecart-type Morley et Wilkinson, 1995 Écart-type Dysvik et al. (2004)

1,0 0,98 0,47 0,95

0,96 0,88 0,51 0,74

1,11 0,84 0,38 0,86

0,88 0,67 0,49 0,77

−0,679 −0,485

−0,400 −0,723

0,046 −0,992

1,264 1,807

Asymétrie validation franc¸aise Kurtose validation franc¸aise a

Différence significative avec la moyenne obtenue sur l’échantillon franc¸ais.

• et est supérieure à celle obtenue sur l’échantillon anglais pour la dimension mystère (t [330] = 5,15, p < 0,001) ; • et est inférieure à celle de l’échantillon norvégien pour la dimension pérennité (t [327] = 4,63, p < 0,001) ; • et est faiblement inférieure à celle de l’échantillon allemand pour la dimension culpabilité (t [439] = 2,30, p = 0,05). En conclusion, la version franc¸aise du PBPI possède, pour les dimensions constance, pérennité et mystère, une bonne sensibilité, une homogénéité satisfaisante et une très bonne validité interne. Des défauts de sensibilité qui engendrent une moindre homogénéité apparaissent pour la dimension culpabilité, qui ne permet pas de discriminer les patients souffrant de douleurs chroniques entre eux (ce qui ne préjuge pas de sa sensibilité sur d’autres populations) (Tableau 5). 5.6. Validation divergente La bonne sensibilité psychométrique de l’échelle nous a permis de mettre en œuvre des analyses complémentaires visant à étudier la validité divergente ou discriminante de celle-ci (Dickes et al., 1994). Il s’agissait plus précisément de différencier les patients en fonction d’un ensemble de critères, autrement dit, d’explorer l’aspect « discriminant » de cette échelle. Ainsi, une matrice de corrélation (Tableau 5) a été calculée afin d’apprécier les liens entre ces critères et les dimensions du PBPI. Les critères retenus sont les suivants : • variation de l’intensité de la douleur au cours de la semaine précédente : cet indice a été calculé en faisant la différence entre la douleur la plus intense et la douleur la moins intense ressentie pendant la semaine passée ; • intensité de la douleur en général ; • intensité de la douleur au moment de la passation du questionnaire ; • niveau de soulagement de la douleur grâce aux divers traitements ; • durée de l’atteinte douloureuse ; • durée du suivi au centre de la douleur chronique ; • âge ; • détresse psychologique : anxiété, dépression.

398

L. Dany et al. / Pratiques psychologiques 15 (2009) 387–404

Tableau 6 Corrélations des sous-échelles du PBPI avec des critères externes Dimensions La douleur en général La douleur en ce moment Variation de l’intensité de la douleur Niveau de soulagement de la douleur Durée de la douleur Durée du suivi Âge Anxiété (HAD-A) Dépression (HAD-D) a b

Constance 0,225a 0,562a −0,172a −0,401a −0,213a −0,103 0,015 0,146b 0,278a

Mystère 0,150b 0,142b 0,190a −0,202a −0,053 −0,131b −0,055 0,215a 0,168a

Pérennité 0,061 0,198a −0,003 −0,099 0,071 0,114 0,137b 0,023 0,264a

Culpabilité 0,039 0,051 0,004 −0,047 0,006 −0,037 −0,048 0,241a 0,165b

Corrélation significative à 0,01. Corrélation significative à 0,05.

Les résultats indiquent que la dimension constance est faiblement et négativement corrélée avec la variation de la douleur et sa durée. Ainsi, moins la douleur varie et moins elle est ancienne, plus les patients la croient ou la perc¸oivent comme continue dans le temps. De plus, la dimension constance est moyennement et positivement corrélée à l’intensité de la douleur au moment de la passation du questionnaire : plus les patients ressentent une forte douleur au moment où ils remplissent le questionnaire, plus ils pensent que leur douleur est constante. La constance est également corrélée positivement avec la douleur ressentie en général. Enfin, cette dimension est aussi corrélée moyennement et négativement avec le niveau de soulagement : plus la douleur des patients est soulagée par leurs traitements, plus ils perc¸oivent leur douleur comme discontinue dans le temps. La dimension mystère, quant à elle, entretient des corrélations positives et faibles avec l’intensité de la douleur (sa variation, son degré en général, son degré au moment de la passation du questionnaire). Ainsi, plus la variation de la douleur, son intensité en général ou au moment de la passation sont importantes, plus le patient la considère comme mystérieuse. Cette dimension corrèle aussi négativement et faiblement avec le niveau de soulagement et la durée du suivi : plus le soulagement apporté par les traitements et la durée du suivi au centre de la douleur sont importants, moins l’expérience douloureuse est vécue comme difficilement compréhensible. La dimension pérennité entretient des corrélations positives et faibles avec l’intensité de la douleur au moment de la passation et l’âge : plus les patients ressentent une douleur intense lorsqu’ils remplissent le questionnaire et plus ils sont âgés, plus le développement à long terme de leur douleur est pensé comme allant vers la chronicité. En revanche, la relation entre durée de la douleur et dimension pérennité n’est pas significative. Enfin, les quatre échelles du PBPI sont corrélées positivement et faiblement avec l’anxiété et la dépression : plus les patients croient ou perc¸oivent leur douleur comme constante, pérenne, mystérieuse ou se sentent coupables, plus ils ressentent de détresse psychologique. La dimension culpabilité n’entretient d’ailleurs aucun autre lien significatif avec les autres critères utilisés, très probablement, du fait de sa faible sensibilité (Tableau 6). 6. Discussion Les résultats de notre procédure de validation attestent de la stabilité de la structure du construit mesuré par le PBPI dans sa version franc¸aise. En effet, la structure en quatre sous-échelles mesurée

L. Dany et al. / Pratiques psychologiques 15 (2009) 387–404

399

par le PBPI demeure très proche de celles mises en évidence lors de recherches effectuées auprès d’échantillons relativement comparables (Herda et al., 1994 ; Morley et Wilkinson, 1995 ; Strong et al., 1992 ; Dysvik et al., 2004). Notons, de plus, qu’une part relativement conséquente de la variance est expliquée par le modèle (près de 60 %). Cependant, une première différence entre la version initiale (en langue anglaise) et la version franc¸aise est de tout de même à noter. Elle concerne la réaffectation d’un item de la sous-échelle « pérennité » dans la sous-échelle mystère. La seconde partie de cet item « Je pensais que ma douleur pouvait être guérie, mais maintenant je n’en suis plus aussi sûr » semble apporter une connotation de doute à la possibilité d’une guérison de la douleur, ce qui expliquerait la saturation de cet item par la dimension mystère dans la version franc¸aise du PBPI. Notons, que dans l’étude utilisant la version allemande du PBPI (Herda et al., 1994), cet item était saturé par la dimension pérennité (−0,48), mais aussi de manière conséquente sur la dimension mystère (−0,40). De même, notre affectation de cet item sur la dimension mystère est conforme au résultat obtenu dans l’étude norvégienne (Dysvik et al., 2004) où cet item est saturé à 0,57 par ce même facteur. La seconde différence avec les études de validation anglaise et allemandes concerne la suppression de l’item 5 sur l’argument initial d’un contenu ambigu (saturations quasi identiques sur les dimensions constance et pérennité en analyse factorielle exploratoire) ne permettant pas de statuer sur sa dimension d’affectation, puis le meilleur ajustement aux données du modèle ne l’incluant pas lors de l’analyse confirmatoire. Remarquons là encore que des résultats similaires avaient été obtenus dans l’étude allemande où, malgré une saturation de 0,57 sur la dimension constance et de −0,52 sur la dimension pérennité, les auteurs ont cependant choisi de conserver cet item 5 et de l’affecter à la pérennité (de fac¸on similaire à l’échelle en langue anglaise). Les auteurs de l’étude norvégienne ont, eux, obtenus des « saturations faibles et quasi égales de cet item sur les deux dimensions » et ont ainsi décidé de le supprimer de l’échelle. Ces deux résultats pointent les difficultés inhérentes à la procédure de validation d’un outil dans un contexte socioculturel différent de celui de sa conception. Ainsi, la possibilité de généraliser les indicateurs utilisés (significations et exhaustivité des contenus) n’est pas sans poser certains problèmes. En effet, les indicateurs destinés à la mesure des croyances sont contextualisés et empreints de normativité. Ils peuvent, à ce titre, refléter des valeurs et des normes qui varient en fonction du contexte socioculturel, mais aussi être influencés par un usage, culturellement inscrit, des formes verbales. Un autre élément de discussion tient aux caractéristiques temporelles de la douleur. La première version du PBPI (Williams et Thorn, 1989) ne distinguait pas les deux constituants temporels tels qu’ils apparaissent dans notre analyse et dans celles qui ont suivies (Herda et al., 1994 ; Morley et Wilkinson, 1995 ; Strong et al., 1992). Ces deux facteurs (constance et pérennité) témoignent bien, en effet, de dimensions temporelles distinctes. Le premier facteur temporel (constance) décrit les croyances au sujet du fait que l’atteinte douloureuse est constante, qu’elle constitue une présence envahissante. Les items de la dimension pérennité rendent compte, quant à eux, des évaluations des patients concernant leurs espoirs au sujet de l’évolution future de leur douleur. En dépit des difficultés interprétatives apparentes concernant ces facteurs, force est de constater que ces derniers offrent une perspective plus fine pour appréhender ce que Leventhal et Nerenz (1985) qualifient de construction personnelle de la « chronologie ». En effet, leurs travaux sur la représentation de la maladie ont mis à jour quatre composantes essentielles des représentations de la maladie, dont une, la chronologie, est définie comme une structure temporelle perc¸ue concernant le développement et la durée des conséquences de la maladie. Elle est implicite dans chaque attribut de la représentation, chaque plan d’action et chaque action (Leventhal et Nerenz, 1985). Ainsi, le PBPI semble capturer deux constituants de cette chronologie ou ligne temporelle. Dans un

400

L. Dany et al. / Pratiques psychologiques 15 (2009) 387–404

autre registre, les facteurs mystère et culpabilité permettent d’appréhender ce qui est de l’ordre de composantes causales identifiées dans les études sur les représentations de la maladie (Leventhal et Nerenz, 1985 ; Skelton et Croyle, 1991). De plus, la consistance interne et la sensibilité de chaque sous-échelle sont satisfaisantes. En conséquence, la version franc¸aise du PBPI présente de bonnes qualités psychométriques. Concernant la comparaison avec les résultats des études antérieures, elle montre que la moyenne obtenue sur la dimension constance est supérieure à celles des échantillons anglais et allemands, alors que cette différence de moyenne n’est pas significative avec l’échantillon norvégien. Une hypothèse explicative pourrait être que les patients anglais et allemands éprouvent des intensités de douleur moins fortes et/ou sont mieux soulagés que les patients franc¸ais et norvégiens (dont on sait qu’ils ont des intensités de douleur similaires). Compte tenu de la corrélation entre intensité de la douleur (ou soulagement) et constance, il serait alors compréhensible que les échantillons anglais et allemand aient des moyennes inférieures sur la dimension constance. Cependant, cette hypothèse ne peut être vérifiée car ni les auteurs anglais, ni les allemands ne présentent de résultat quant au niveau d’intensité de la douleur dans les articles retrac¸ant leurs recherches sur le PBPI. Une autre hypothèse complémentaire concerne la proportion de femmes dans chacun des échantillons. En effet, on reporte des différences entre hommes et femmes souffrant de douleurs chroniques, les femmes étant plus sensibles que les hommes aux stimuli douloureux (Dysvik et al., 2004). L’intensité de la douleur ressentie étant corrélée au score de constance, on comprend alors pourquoi une corrélation de 0,995 est obtenue entre pourcentage de femmes et score moyen de constance sur les quatre échantillons de différentes nationalités. Par ailleurs, la différence de moyennes observée sur la dimension mystère indique un score moyen supérieur dans l’échantillon anglais par rapport à l’échantillon franc¸ais. Cela est probablement dû à l’échantillon utilisé dans leur étude, composé à 80 % de participants souffrant de douleurs du dos, qui présentent donc une étiologie commune et définie, rendant ainsi la douleur moins mystérieuse. L’homogénéité de leur échantillon pourrait également expliquer qu’ils obtiennent une sensibilité moindre des échelles (écarts-types bien inférieurs aux nôtres). Une autre différence de moyennes concernait la dimension pérennité : une moyenne significativement plus importante avait été obtenue sur l’échantillon norvégien. Cela pourrait être dû à la sélection des patients composant l’échantillon : il s’agissait exclusivement de patients motivés pour prendre part à un programme de « management » de la douleur, dont on peut penser que la motivation est issue d’une perception/croyance plus accrue en l’aspect pérenne de leur douleur. Ajoutons, là encore, que ces différences peuvent aussi être simplement imputables à des différences socioculturelles. Les analyses de corrélation ont fait apparaître la prédominance de la sous-échelle constance qui est corrélée avec les quatre caractéristiques de la douleur étudiées, notamment celles concernant le niveau de la douleur. La corrélation négative entre constance et durée de la douleur contribue à étayer notre réflexion précédente sur le fait que ce facteur rend davantage compte de la permanence d’une présence plutôt que d’expectations vis-à-vis de l’évolution de la douleur. Ces analyses de corrélation témoignent bien du lien existant entre expérience de la douleur (douleur ressentie, soulagement, variation de la douleur et détresse psychologique) et composantes sociocognitives de l’atteinte douloureuse (mises en évidence par le PBPI). Ainsi, la variation de la douleur au cours d’une semaine, qui témoigne de niveaux d’expériences contrastées au cours d’un temps défini, est associée à la composante mystérieuse de la douleur. Cette association témoigne d’une possibilité d’action et d’appréhension réduite vis-à-vis de la douleur. De fac¸on quasi concomitante, la mystériosité de la douleur est moindre lorsque la douleur est soulagée, autrement dit, lorsqu’une réponse adéquate à l’atteinte douloureuse a été trouvée. Dans un autre

L. Dany et al. / Pratiques psychologiques 15 (2009) 387–404

401

registre, l’efficacité de la réponse aux traitements, mesurée par le niveau de soulagement par les traitements, s’accompagne d’une diminution de l’adhésion à l’aspect constant de la douleur. Dans un registre complémentaire et comme cela a été montré dans d’autres recherches (Williams et Keefe, 1991 ; Williams et al., 1994), on peut observer une association entre culpabilité et mystère, d’une part, et niveau d’anxiété, d’autre part. De même, une association entre dépression et composantes du PBPI est présente. Ces exemples illustrent bien la « correspondance » entre croyances et vécus associés à la douleur. Un autre élément de discussion concerne la dimension culpabilité. Si celle-ci émerge comme facteur à part entière de l’échelle, il convient toutefois d’en interroger certaines caractéristiques. Comme lors de recherches précédentes (Morley et Wilkinson, 1995 ; Strong et al., 1992), on peut constater que moins de 10 % des patients souscrivent à au moins un des trois items de ce facteur. La moindre adhésion aux items de la sous-dimension culpabilité pourrait tenir au fait que les résultats princeps de Williams et Thorn (1989) portaient sur une population de travailleurs victimes d’accidents de travail et bénéficiant d’une pension. Or dans notre cas, comme dans celui des autres travaux cités (Morley et Wilkinson, 1995 ; Strong et al., 1992), il s’agit d’échantillons de patients consultant au sein de centre de soins. De fait, la situation psychosociale de ces échantillons peut expliquer en partie le fait que ces patients s’estiment rarement coupables ou responsables de leur douleur. Dans un autre registre, les représentations sociales associées à la douleur ont considérablement évoluées ces dernières années. La mise en lien entre douleur et mal (ou faute) tel qu’on la retrouve dans la pensée chrétienne et les spiritualités orientales (Le Breton, 1995 ; Rey, 1999) tend aujourd’hui à perdre de son impact et ne constitue plus l’axe central autour duquel se mettent en place les significations associées à la douleur. En France, divers dispositifs3 ont contribué à modifier le regard sur la douleur, les pratiques soignantes et, corollairement, les attentes des patients. Ainsi, le fait que les patients souffrant de douleurs soient, en quelque sorte, « libérés » de ces conceptions anciennes sur les causes de la douleur, en lien avec de nouvelles pratiques et offres de soins, pourrait également expliquer le moindre recours à des explications qui visent à rendre compte de leur culpabilité. Dans cette perspective, des travaux complémentaires pourraient être réalisés sur cette dimension, afin de distinguer ce qui est de l’ordre du « soi comme cause » (valeur étiologique) et du « soi comme agent » (Morley et Wilkinson, 1995). Par ailleurs, on peut souligner une limite qui tient à l’absence de réponse médiane ou de type « ne sait pas » parmi les modalités de réponse proposées. Il s’agit d’un questionnement important (Klopfer et Madden, 1978 ; Mann et al., 1979 ; Mattel et Jacoby, 1972) bien que tombé en « désuétude » (Dickes et al., 1994). Or le fait de ne pas proposer ces modalités de réponse a pour inconvénient de « forcer la décision » des répondants. En effet, la réponse médiane, par exemple, peut être envisagée comme une catégorie à part entière (Barsalou, 1983). On se trouve ici face au risque d’imputer des connaissances ou positionnements (ici des croyances) aux individus alors

3 Parmi ces dispositifs, on peut citer en 1994 la circulaire (DGS/DH/93) du ministère des Affaires sociales et de la Santé relative à l’organisation des soins et la prise en charge des douleurs chroniques. En 1998, une seconde circulaire est publiée (DGS/SR 2/DH no 98–586). Elle concerne la mise en œuvre du plan d’action triennal de lutte contre la douleur dans les établissements publics et privés de santé. Enfin, en 1999, l’Agence nationale d’accréditation et d’évaluation en santé (Anaes) publie des recommandations sur l’évaluation et le suivi de la douleur chronique chez l’adulte en médecine ambulatoire (ANAES, 1999). Suivront des recommandations sur l’évaluation et la prise en charge de la migraine, de la douleur aiguë chez l’enfant, de celle des patients âgés ayant des troubles de la communication verbale, des céphalées chroniques quotidiennes et des douleurs postopératoires. L’ensemble de ces dispositifs s’est accompagné d’une communication « grand public » et de dispositifs d’information et de formation des professionnels.

402

L. Dany et al. / Pratiques psychologiques 15 (2009) 387–404

qu’ils ne les possèdent pas ou que ceux-ci différent des modalités proposées (Dany et Apostolidis, 2007). Pour conclure, la version franc¸aise du PBPI possède une bonne sensibilité (en gardant à l’esprit la limite évoquée au sujet de la dimension culpabilité), une homogénéité satisfaisante et une bonne validité interne. Des travaux supplémentaires permettront d’étudier un certain nombre d’hypothèses de travail liées à l’utilisation du PBPI : lien entre croyances liées à la douleur et type de stratégie d’ajustement mise en œuvre face à la douleur ; lien avec la qualité de vie (Asghari et Nicholas, 2001 ; Jensen et Karoly, 2001 ; Jensen et al., 2001 ; Lamé et al., 2005). Les travaux à venir auront aussi pour objectif de questionner la possibilité d’intégrer le PBPI aux outils des praticiens de la douleur, afin de permettre une meilleure évaluation et orientation des patients en consultation douleur. Remerciements Cette recherche a été effectuée grâce au soutien financier de la Fondation CNP. Annexe A. Traduction franc¸aise des 16 items du PBPI 1. Personne n’est capable de me dire pourquoi j’ai mal (mystère) ; 2. Je pensais que ma douleur pouvait être guérie, mais maintenant je n’en suis plus aussi sûr (mystère) ; 3. Il y a des moments où je n’ai pas mal (constance)* ; 4. Ma douleur est difficile à comprendre pour moi (mystère) ; 5. Ma douleur sera toujours là (pérennité) ; 6. J’ai constamment mal (constance) ; 7. Si j’ai mal c’est uniquement de ma faute (culpabilité) ; 8. Je n’ai pas assez d’informations à propos de ma douleur (mystère) ; 9. Ma douleur est un problème temporaire dans ma vie (pérennité)* ; 10. J’ai l’impression que je me réveille avec la douleur et que je m’endors avec elle (constance) ; 11. Je suis la cause de ma douleur (culpabilité) ; 12. Il existe un moyen de guérir ma douleur (pérennité)* ; 13. Je me fais des reproches quand j’ai mal (culpabilité) ; 14. Je n’arrive pas à comprendre pourquoi j’ai mal (mystère) ; 15. Un jour, de nouveau, je n’aurai plus mal du tout (pérennité)* ; 16. Ma douleur varie en intensité mais elle est toujours présente avec moi (constance). Note : la cotation des items suivis d’un astérisque doit être inversée. Références ANAES, 1999. Évaluation et suivi de la douleur chronique chez l’adulte en médecine ambulatoire. ANAES, Paris. Asghari, A., Nicholas, M.K., 2001. Pain self-efficacy beliefs and pain behaviour. A prospective study. Pain 94, 85–100. Barsalou, L.W., 1983. Ad hoc categories. Memory and Cognition 11, 211–227. Bishop, G.D., 1994. Understanding the understanding of illness: lay disease and representations. In: Skelton, J.A., Croyle, R. (Eds.), Mental Representations in Health and Illness. Springer, New York, pp. 32–60. Blois, S., Dany, L., Roussel, P., Morin, M., 2006. Croyances relatives à la douleur : rôle dans le rapport aux soins et l’ajustement chez des patients douloureux chroniques. Douleurs 7, 262–269.

L. Dany et al. / Pratiques psychologiques 15 (2009) 387–404

403

Bond, M.R., Pilowsky, I., 1966. Subjective assessment of pain and its relationship to the administration of analgesics in patients with advanced cancer. Journal of Psychosomatic Research 10, 203–208. Boothby, J.L., Thorn, B.E., Stroud, M.W., Jensen, M.P., 1999. Coping with pain. In: Gatchel, R.J., Turk, D.C. (Eds.), Psychosocial Factors in Pain: Critical Perspectives. Guilford Press, New York, pp. 343–359. Borkan, J.M., Quirk, M., Sullivan, M., 1991. Finding meaning after the fall: injury narratives of elderly hip fracture patients. Social Science and Medicine 33, 947–957. Boureau, F., 1988. Pratique du traitement de la douleur. Doin, Paris. Bruchon-Schweitzer, M., 2002. Psychologie de la santé : modèles, concepts et méthodes. Dunod, Paris. Cronbach, L.J., 1951. Coefficient alpha and the internal structure of tests. Psychometrika 16, 297–334. Cronbach, L.J., Meehl, P.E, 1955. Construct validity in psychological tests. Psychological Bulletin 52, 281–302. Dany, L., Apostolidis, T., 2007. Approche structurale de la représentation de la drogue : interrogations autour de la technique de mise en cause. Cahiers internationaux de psychologie sociale 73, 3–18. Daut, R.L., Cleeland, C.S., Flanery, R.C., 1983. Development of the Wisconsin brief pain questionnaire to assess pain in cancer and other diseases. Pain 17, 197–210. Dickes, P., Tournois, J., Flieller, A., Kop, J.L., 1994. La psychométrie : Théories et méthodes de la mesure en psychologie. PUF, Paris. Dysvik, E., Lindstrøm, T.C., Eikeland, O.-J., 2004. Health-related quality of life and pain beliefs among people suffering from chronic pain. Pain Management Nursing 5, 66–74. Gil, K.M., Abrams, M.R., Phillips, G., Keefe, F.J., 1989. Sickle cell disease pain: the relation of coping strategies to adjustment. Journal of Consulting and Clinical Psychology 57, 725–731. Harkapaa, K., Jarvikoski, A., Mellin, G., Hurri, H., Luoma, J., 1991. Health locus of control beliefs and psychological distress as predictors for treatment outcome in low-back pain patients: results of a 3-month follow-up of a controlled intervention study. Pain 46, 35–41. Herda, C.A., Siegeris, K., Basler, H.D., 1994. The pain beliefs and perceptions inventory: further evidence for a 4-factor structure. Pain 57, 85–90. Herrmann, C., 1997. International experiences with the hospital anxiety and depression scale – a review of validation data and clinical results. Journal of Psychosomatic Research 42, 17–41. Holdcroft, A., Power, I., 2003. Recent developments: management of pain. British Medical Journal 326, 635–639. Jensen, M.P., Karoly, P., Braver, S., 1986. The measurement of clinical pain intensity: a comparison of six methods. Pain 27, 117–126. Jensen, M.P., Karoly, P., Huger, R., 1987. The development and preliminary validation of an instrument to assess patients’ attitudes toward pain. Journal of Psychosomatic Research 47, 249–283. Jensen, M.P., Turner, J.A., Romano, J.M., Karoly, P., 1991. Coping with chronic pain: a critical review of the literature. Pain 47, 249–283. Jensen, M.P., Turner, J.A., Romano, J.M., Lawler, B.K., 1994. Relationship of pain-specific beliefs to chronic pain adjustment. Pain 57, 361–369. Jensen, M.P., Turner, J.A., Romano, J.M., 2000. Pain belief assessment: a comparison of the short and long versions of the survey of pain attitudes. The Journal of Pain 1, 138–150. Jensen, M.P., Turner, J.A., Romano, J.M., 2001. Changes in beliefs, catastrophizing, and coping are associated with improvement in multidisciplinary pain treatment. Journal of Consulting and Clinical Psychology 69, 655–662. Jensen, M.P., Karoly, P., 2001. Control beliefs, coping efforts, and adjustment to chronic pain. Journal of Consulting and Clinical Psychology 59, 431–438. Kiecolt-Glaser, J.K., Williams, D.A., 1987. Self-blame, compliance, and distress among burn patients. Journal of Personality and Social Psychology 53, 187–193. Kleinman, A., 1980. Patients and Healers in the Context of Culture. University of California Press, Berkeley. Klopfer, F.J., Madden, T.M., 1978. The middlemost choice on attitude items: ambivalence, neutrality or uncertainty ? Personality and Social Psychology Bulletin 6, 97–101. Lamé, I.E., Peters, M.L., Vlaeyen, J.W.S., Kleef, M., Patijn, J., 2005. Quality of life in chronic pain is more associated with beliefs about pain, than pain intensity. European Journal of Pain 9, 15–24. Lazarus, R.S., Folkman, S., 1984. Stress, Appraisal and Coping. Springer, New York. Le Breton, D., 1995. Anthropologie de la douleur. Métailié, Paris. Lépine, J.P., 1993. Étude épidémiologique des troubles dépressifs et anxieux dans la population générale. Annales médicopsychologiques 151, 618–623. Leventhal, H., Nerenz, D.R., 1985. The assessment of illness cognition. In: Karoly, P. (Ed.), Measurement Strategies in Health Psychology. John Wiley and Sons, New York, pp. 517–553.

404

L. Dany et al. / Pratiques psychologiques 15 (2009) 387–404

Mann, I.T., Phillips, J.L., Thompson, E.G., 1979. An examination of methodological issues relevant to the use and interpretation of the semantic differential. Applied Psychological Measurement 3, 213–229. Mattel, M.S., Jacoby, J., 1972. Is there an optimal number of alternatives for Likert scale items ? Effects of testing time and scale properties. Journal of Applied Psychology 56, 506–509. Melzack, R., 1975. The McGill pain questionnaire: major properties and scoring methods. Pain 1, 277–299. Melzack, R., 1987. The short-form McGill pain questionnaire. Pain 30, 191–197. Morin, M., Apostolidis, T., 2002. Contexte social et santé. In: Fisher, G.N. (Ed.), Traité de psychologie de la santé. Dunod, Paris, pp. 463–489. Morley, S., Wilkinson, L., 1995. The pain beliefs and perceptions inventory: a British replication. Pain 61, 427–433. Rey, R., 1999. The History of Pain. Harvard University Press, Cambridge. Skelton, J.A., Croyle, R.T., 1991. Mental Representations in Illness and Health. Springer, New York. Spitz, E., 2002. La douleur: aspects psychiques et traitement. In: Fischer, G.N. (Ed.), Traité de psychologie de la santé. Dunod, Paris, pp. 245–259. Strong, J., Ashton, R., Chant, D., 1992. The measurement of attitudes towards and beliefs about pain. Pain 48, 227–236. Tarquinio, C., Fischer, G.N., Barracho, C., 2002. Le patient face aux traitements : compliance et relation médecin–patient. In: Fischer, G.N. (Ed.), Traité de psychologie de la santé. Dunod, Paris, pp. 227–243. Vallerand, R.J., 1989. Vers une méthodologie de validation transculturelle de questionnaires psychologiques : implications pour la recherche en langue franc¸aise. Psychologie canadienne 30, 662–689. Walsh, D.A., Radcliffe, J.C., 2002. Pain beliefs and perceived physical disability of patients with chronic low back pain. Pain 97, 23–31. Williams, D.A., Robinson, M.E., Geisser, M.E., 1994. Pain beliefs: assessment and utility. Pain 59, 71–78. Williams, D.A., Keefe, F.J., 1991. Pain beliefs and the use of cognitive-behavioral coping strategies. Pain 46, 185–190. Williams, D.A., Thorn, B.E., 1989. An empirical assessment of pain beliefs. Pain 36, 351–358. Zigmond, A.S., Snaith, R.P., 1983. The hospital anxiety and depression scale. Acta Psychiatrica Scandinavica 67, 361–370.