Rapports sur la santé
Évaluation des propriétés psychométriques du questionnaire sur les points forts et les difficultés évalués par les parents dans un échantillon d’enfants et d’adolescents canadiens âgés de 6 à 17 ans représentatif à l’échelle nationale

par Matt D. Hoffmann, Justin J. Lang, Michelle D. Guerrero, Jameason D. Cameron, Gary S. Goldfield, Heather M. Orpana et Margaret de Groh

Date de diffusion : le 19 août 2020

DOI : https://www.doi.org/10.25318/82-003-x202000800002-fra

Les problèmes de santé mentale sont fréquents chez les enfants et les adolescents du monde entierNote 1. Cela est particulièrement important du point de vue de la santé publique, car de nombreux troubles psychologiques et troubles du comportement commencent souvent pendant l’enfanceNote 2. L’Organisation mondiale de la Santé a mentionné une mauvaise santé mentale comme l’une des principales causes d’invalidité et de fardeau économiqueNote 3. Entre 1996 à 1997 et 2009 à 2010, l’utilisation des services de soins de santé en raison d’une maladie mentale a augmenté de 35 % chez les enfants et de 44 % chez les adolescents. Cependant, étant donné que ce ne sont pas tous les enfants et les adolescents ayant des problèmes de santé mentale qui obtiennent des services de soins de santéNote 4, les estimations fondées sur les données administratives des services de soins de santé peuvent sous-estimer la prévalence des problèmes de santé mentale au sein de ces populations. Par conséquent, il est essentiel de relever des mesures rapides de la santé mentale chez les enfants et les adolescents qui s’avèrent valides pour guider les stratégies de dépistage, de surveillance à l’échelle de la population et de prévention.

Le questionnaire sur les points forts et les difficultés (QPFD) est une mesure rapide et largement utilisée des problèmes sociaux, émotionnels et comportementaux ou des problèmes de santé mentaleNote 7 chez les enfants et les adolescentsNote 5Note 6. Le QPFD a été conçu pour être rempli par les parents et les enseignants des enfants et des adolescents âgés de 4 à 16 ans, ou par les jeunes eux-mêmes âgés de 11 à 16 ansNote 5Note 8. Les chercheurs ont élargi ce groupe d’âge pour y inclure les jeunes âgés de 17 ansNote 9Note 10Note 11.

Au Canada, le QPFD a été rempli par les parents ou les tuteurs des enfants et des adolescents dans le cadre de l’Enquête canadienne sur les mesures de la santé (ECMS). Aux fins de la présente étude, le QPFD rempli par les parents ou les tuteurs dans le cadre de l’ECMS est ci-après appelé le QPFD « évalués par les parents ». Malgré leur inclusion dans l’ECMS, les propriétés psychométriques du QPFD « évalués par les parents » n’ont pas encore été examinées au sein d’un échantillon d’enfants et d’adolescents canadiens représentatif à l’échelle nationale.

Le QPFD se compose de 25 questions regroupées en cinq sous-échellesNote 5. Quatre de ces sous-échelles (les symptômes émotionnels, les problèmes de conduite, les problèmes avec les pairs et l’hyperactivité) permettent d’évaluer des aspects des problèmes de santé mentale. La cinquième sous-échelle, le comportement prosocial, représente l’une des rares mesures existantes de la santé mentale positive chez les enfants et les adolescents. Les résultats de plusieurs analyses factorielles exploratoires ont largement appuyé la structure à cinq facteurs du QPFD « évalués par les parents »Note 6Note 12Note 13. Cependant, dans certaines études qui reposent sur l’analyse factorielle confirmatoire (AFC), des résultats variables ont été observés concernant la validité factorielle de la structure à cinq facteursNote 7Note 14Note 15Note 16Note 17Note 18Note 19Note 20.

Par exemple, des AFC portant sur les données issues du QPFD « évalués par les parents » représentatives à l’échelle nationale ont indiqué des statistiques inadéquates d’ajustement du modèle liées à la structure à cinq facteurs en AllemagneNote 19 et en IrlandeNote 17, mais ont appuyé la structure à cinq facteurs aux États-UnisNote 14 et (après l’inclusion de certains termes d’erreurs corrélés) en Grande-BretagneNote 7. Ces constatations variables indiquent que la validité factorielle du QPFD « évalués par les parents » peut varier selon le pays.

En s’inspirant des études antérieures, l’AFC de la Grande-Bretagne a aussi permis de vérifier une autre structure, à savoir une structure à trois facteurs fondée théoriquement qui regroupait « l’internalisation » (correspondant aux symptômes émotionnels et aux problèmes avec les pairs), « l’externalisation » (correspondant aux problèmes de conduite et à l’hyperactivité) et les facteurs prosociaux. On a constaté que cette structure présentait généralement un piètre ajustement du modèleNote 7. Cependant, un modèle semblable qui faisait intervenir des facteurs d’internalisation et d’externalisation d’ordre plus élevé, parallèlement au facteur prosocial, avait un ajustement du modèle presque identique à la structure du QPFD à cinq facteursNote 7. Goodman et al.Note 7 ont laissé entendre que les modèles qui intègrent des facteurs d’internalisation et d’externalisation plus larges pourraient mieux convenir que la structure à cinq facteurs pour évaluer de grands échantillons de l’ensemble de la population présentant un faible risque de problèmes de santé mentale.

Au Canada, les chercheurs ont récemment exploré la structure factorielle du QPFD « évalués par les parents » à l’aide d’un échantillon communautaire de 501 enfants âgés de 6 à 9 ansNote 21. Les résultats de l’AFC ont indiqué que le modèle original du QPFD à cinq facteurs est bien ajusté aux données. En général, les scores des sous-échelles avaient une cohérence interne acceptable lorsqu’ils étaient calculés à l’aide de coefficients alpha et une forte cohérence interne en fonction des scores de fiabilité composite. Bien que ces résultats appuient la structure à cinq facteurs du QPFD « évalués par les parents » au moyen d’un échantillon canadienNote 21, les chercheurs n’ont pas encore mené d’examen d’envergure de la validité factorielle de cette mesure chez les enfants et les adolescents canadiens.

À cet égard, la présente étude avait pour but d’examiner les propriétés psychométriques du QPFD « évalués par les parents » au moyen d’un échantillon d’enfants et d’adolescents canadiens âgés de 6 à 17 ans représentatif à l’échelle nationale. Plus précisément, l’étude avait pour but : 1) d’évaluer la validité factorielle de la structure originale du QPFD à cinq facteurs ainsi que le modèle de premier ordre (à trois facteurs) de Goodman et al.Note 7 et le modèle d’internalisation et d’externalisation d’ordre plus élevé; 2) d’évaluer la fiabilité des scores des sous-échelles du QPFD; 3) de vérifier l’invariance de la mesure au sein des différents groupes (c.-à-d. les participants de sexe masculin par rapport à ceux de sexe féminin, les enfants par rapport aux adolescents, la version française par rapport à la version anglaise du questionnaire).

Données et méthodes

Participants

Les données utilisées proviennent d’un sous-échantillon de participants âgés de 6 à 17 ans du cycle 1 (2007 à 2009), du cycle 2 (2009 à 2011), du cycle 3 (2012 à 2013) et du cycle 4 (2014 à 2015) de l’ECMS. L’ECMS est une enquête transversale continue qui permet de recueillir des données sur la santé et le bien-être des Canadiens représentatives à l’échelle nationale. Les données de l’ECMS sont recueillies auprès des personnes vivant dans des ménages dans les 10 provinces. L’ECMS ne permet pas de recueillir des données auprès des personnes vivant dans les trois territoires, des personnes vivant dans les réserves ou les peuplements autochtones, des membres à temps plein des Forces canadiennes, des personnes vivant en établissement et des personnes vivant dans certaines régions éloignéesNote 22. Les personnes exclues de l’ECMS représentent environ 4 % de la population cibleNote 22. La collecte des données pour l’ECMS est réalisée au moyen d’une interview à domicile (questions démographiques et interview sur la santé en général), suivie d’une visite en personne à un centre d’examen mobile pour les examens cliniques et les tests de laboratoire. Le QPFD est rempli lors de l’interview à domicile. Un aperçu détaillé de la méthode d’échantillonnage et d’enquête pour l’ECMS est présenté dans d’autres étudesNote 23. Des poids d’échantillonnage et des poids bootstrap sont fournis par Statistique Canada.

Des Canadiens âgés de 6 à 79 ans ont participé au cycle 1 de l’ECMS et des Canadiens âgés de 3 à 79 ans ont participé aux cycles 2, 3 et 4. Au total, 21 827 personnes (51,1 % de sexe féminin) âgées de 6 à 79 ans ont participé aux cycles 1 à 4 de l’ECMS. Le taux de réponse combiné global pour les quatre cycles chez les Canadiens âgés de 6 à 79 ans était de 53,1 %Note 24.

Le QPFD a été rempli pour les enfants et les adolescents âgés de 6 à 17 ans aux cycles 1 et 2 de l’ECMS et pour les enfants et les adolescents âgés de 4 à 17 ans aux cycles 3 et 4. Pour assurer l’uniformité entre les différents cycles, la limite d’âge inférieure a été fixée à 6 ans aux fins de la présente étude. Par conséquent, l’échantillon total, dans la présente étude, comprenait 7 451 personnes âgées de 6 à 17 ans (49,3 % de sexe féminin). Cet échantillon représentatif des enfants et des adolescents était basé sur la démographie canadienne, et les personnes ont été sélectionnées au moyen d’une méthode d’échantillonnage probabiliste stratifié à multiples degrésNote 22. Les participants qui présentaient des données manquantes n’avaient généralement pas de réponses valides aux questions du QPFD. Par conséquent, l’échantillon a de nouveau été réduit par suppression de certaines personnes de la liste, de sorte que seules les personnes ayant des données complètes pour au moins un des cinq facteurs originaux du QPFD ont été retenues. De plus amples renseignements concernant la taille de l’échantillon retenu pour chacun des cinq facteurs originaux du QPFD sont fournis au tableau 1.

Toutes les analyses liées à l’AFC menées dans la présente étude reposaient sur les données de 6 960 personnes (491 personnes ont été exclues, soit 6,6 % de l’échantillon total), à l’exception de la vérification de l’invariance selon la langue de l’enquête, qui reposait sur 6 904 personnes (547 personnes ont été exclues, soit 7,3 % de l’échantillon total). Toutes les analyses liées à l’AFC ont eu recours à la suppression par paire pour le traitement des données manquantes.

Statistique Canada a obtenu l’approbation déontologique de Santé Canada et du comité d’éthique de la recherche de l’Agence de la santé publique du Canada pour la tenue de l’ECMS. La participation à l’ECMS était volontaire. Tous les répondants (c.-à-d. les parents ou les tuteurs des enfants et des adolescents) ont donné leur consentement éclairé avant de participer à l’ECMSNote 25.

Questionnaire sur les points forts et les difficultés évalués par les parents

Un parent ou un tuteur a répondu à toutes les questions du QPFDNote 5 en réfléchissant au comportement de son enfant au cours des six derniers mois. Comme il est mentionné précédemment, le QPFD comporte cinq sous-échelles : les symptômes émotionnels (cinq questions), les problèmes de conduite (cinq questions), les problèmes avec les pairs (cinq questions), l’hyperactivité (cinq questions) et le comportement prosocial (cinq questions). Toutes les réponses aux questions sont notées sur une échelle de type Likert à trois points : 0 (pas vrai), 1 (un peu vrai) et 2 (certainement vrai). Des scores élevés sur les quatre sous-échelles des difficultés témoignent de plus grandes difficultés pour ces aspects, tandis que des scores élevés sur l’échelle du comportement prosocial indiquent un point fort. Les réponses à certaines questions liées aux sous-échelles des difficultés ont un score inversé en raison de leur formulation positive. Pour ce qui est des autres structures factorielles de premier ordre et d’ordre plus élevé de Goodman et al.Note 7, les réponses aux questions du QPFD sont affectées aux facteurs respectifs.

Analyses statistiques

Des statistiques descriptives et des corrélations polychoriques ont été calculées dans SAS EG 7.1 (SAS Institute Inc., Cary, Caroline du Nord, États-Unis). Toutes les analyses effectuées dans SAS intégraient des poids d’échantillonnage pour tenir compte du plan de sondage complexe de l’ECMS. Les corrélations polychoriques ont été calculées à l’aide de poids normalisés. On a utilisé des poids bootstrap pour estimer la variance, à l’aide de la méthode par répliques répétées équilibrées, en fixant la valeur du nombre de degrés de liberté à 46Note 24.

Les AFC ont été menées à l’aide du programme de modélisation par variables latentes Mplus,version 7 (Muthén & Muthén, Los Angeles, Californie, États-Unis). Étant donné que l’AFC est une technique de confirmation conceptuelle, les analyses ont été menées à l’aide de données non pondéréesNote 26Note 27. Une méthode d’estimation de la moyenne par les moindres carrés pondérés ajustée sur la variance a été utilisée, méthode qui convient aux variables catégoriques ordonnées (ordinales) pour lesquelles il n’y a pas d’hypothèse de normalitéNote 28. Les indices d’ajustement suivants ont été utilisés pour évaluer l’ajustement du modèle : l’indice comparatif d’ajustement (ICA), l’indice de Tucker-Lewis (ITL) et la racine de l’erreur quadratique moyenne de l’approximation (REQMA). L’ajustement du modèle a été jugé acceptable si les valeurs de l’ICA et de l’ITL étaient ≥ 0,90 et si la REQMA était ≤ 0,08Note 29Note 30. On a considéré que l’ajustement du modèle était bon si les valeurs de l’ICA et de l’ITL étaient ≥ 0,95 et si la REQMA était ≤ 0,06Note 31.

La statistique du khi carré (χ2) a aussi été présentée, même si elle n’a pas été utilisée pour évaluer l’ajustement du modèle, en raison de sa sensibilité bien documentée à de grandes tailles d’échantillonNote 32. Les coordonnées factorielles ont dû être établies à 0,32 ou à une valeur supérieure pour que les réponses aux questions puissent être interprétées. Les coordonnées > 0,71 ont été jugées excellentes, > 0,63, très bonne, > 0,55, bonnes, > 0,45, passables, et entre 0,45 et 0,32, mauvaisesNote 33Note 34.

Les statistiques d’ajustement des trois modèles du QPFD concurrents (c.-à-d. les modèles à cinq facteurs, à trois facteurs et d’ordre plus élevé) ont été examinées pour comparer l’adéquation de l’ajustement des différents modèles. On peut considérer que les modèles sont indiscernables lorsque la variation de l’ICA est inférieure à 0,010 et la variation de la REQMA est inférieure à 0,015Note 35.

Les variations observées dans les statistiques d’ajustement du modèle ont également été examinées pour vérifier l’invariance de la mesure. On a tendance à privilégier un modèle plus contraint lorsque l’ICA diminue de moins de 0,010 et la REQMA augmente de moins de 0,015Note 35. L’invariance configurale, métrique et scalaire a été vérifiée pour déterminer si la structure factorielle sous-jacente du QPFD était la même au sein des différents groupesNote 36. L’invariance configurale évalue l’ajustement de la structure factorielle lorsqu’aucune contrainte d’invariance n’est imposée dans les différents groupes. L’invariance métrique évalue l’invariance des coordonnées factorielles dans les différents groupes. L’invariance scalaire évalue l’invariance des coordonnées factorielles et les ordonnées à l’origine des réponses dans les différents groupes. L’invariance métrique a été évaluée après l’établissement de l’invariance configurale, et l’invariance scalaire a été vérifiée après l’établissement de l’invariance métrique. Il y a une forte invariance de la mesure lorsque les trois vérifications démontrent une invariance dans les différents groupes.

Dans la présente étude, ces vérifications ont été réalisées en ce qui concerne le sexe (les participants de sexe masculin par rapport à ceux de sexe féminin), l’âge (les enfants [de 6 à 9 ans] par rapport aux adolescents [de 10 à 17 ans]) et la langue de l’enquête (le français par rapport à l’anglais). Les classifications des groupes d’âge reposaient sur les lignes directrices de l’Organisation mondiale de la SantéNote 37, qui définissent les adolescents comme des personnes âgées de 10 à 19 ans.

Enfin, des coordonnées factorielles normalisées ont été utilisées afin de calculer des scores de fiabilité composite pour tous les facteurs latentsNote 38. La fiabilité composite a été calculée en raison des critiques de plus en plus nombreuses entourant l’utilisation du coefficient alpha comme mesure de la fiabilité.Note 39Note 40.

Résultats

Étant donné que les statistiques d’ajustement du modèle à cinq facteurs n’étaient pas inférieures à celles des autres modèles (vois les résultats ci-dessous), et étant donné que le modèle à cinq facteurs est le modèle original du QPFD obtenu de façon empirique, les statistiques descriptives, les corrélations, les cohérences internes (fiabilité composite), les coordonnées factorielles question par question et les résultats de la vérification de l’invariance sont présentés pour le modèle à cinq facteurs seulement.

Les statistiques descriptives pour les cinq facteurs du QPFD sont présentées au tableau 1. Sur les quatre sous-échelles des difficultés, les participants de sexe masculin et féminin ont obtenu les scores les plus faibles (meilleurs) pour les problèmes de conduite et les plus élevés (pires) pour l’hyperactivité. Les enfants et les adolescents ont obtenu les scores les plus faibles (meilleurs) pour les problèmes avec les pairs et les problèmes de conduite, respectivement, tandis que les enfants et les adolescents ont obtenu les scores les plus élevés (pires) pour l’hyperactivité. Les participants dont les parents ont rempli le QPFD en anglais ont obtenu les scores les plus faibles (meilleurs) pour les problèmes de conduite et les plus élevés (pires) pour l’hyperactivité, tandis que ceux dont les parents ont rempli le QPFD en français ont obtenu les scores les plus faibles (meilleurs) pour les problèmes avec les pairs et les plus élevés (pires) pour l’hyperactivité.

En ce qui concerne le comportement prosocial, les participants masculins affichaient un score moyen de 8,85, et les participantes affichaient un score moyen de 9,31. Les enfants affichaient un score moyen de 9,08 et les adolescents, un score moyen de 9,06. Les participants dont les parents ont rempli le QPFD en anglais affichaient un score moyen de 9,10, et ceux dont les parents ont rempli le QPFD en français affichaient un score moyen de 8,95.

Les corrélations polychoriques pour les cinq facteurs du QPFD sont présentées au tableau 2. Les corrélations étaient positives pour les quatre facteurs liés aux difficultés, tandis que le facteur prosocial affichait une corrélation négative avec les quatre facteurs liés aux difficultés.

Selon les résultats de l’AFC, l’ajustement du modèle à cinq facteurs était acceptable d’après les valeurs de l’ICA (0,923) et de l’ITL (0,913), et il était bon d’après la REQMA (0,048; intervalle de confiance [IC] de 90 % [de 0,047 à 0,049]), χ2 (265) = 4 523,73, p < 0,001. De même, l’ajustement du modèle d’ordre plus élevé était acceptable d’après les valeurs de l’ICA (0,920) et de l’ITL (0,910), et il était bon d’après la REQMA (0,049; IC de 90 % [de 0,047 à 0,050]), χ2 (268) = 4 688,34, < 0,001. Même si l’ajustement du modèle d’ordre plus élevé semblait légèrement inférieur à l’ajustement du modèle à cinq facteurs, il ne se distinguait pas de façon empirique de l’ajustement du modèle à cinq facteurs (Δ ICA = -0,003; Δ ITL = -0,003; Δ REQMA = +0,001).

Enfin, les résultats de l’AFC indiquaient que le modèle à trois facteurs n’avait pas un ajustement acceptable d’après les valeurs de l’ICA (0,883) et de l’ITL (0,871), mais que l’ajustement du modèle était bon d’après la REQMA (0,058; IC de 90 % [de 0,057 à 0,060]), χ2 (272) = 6 718,60, p < 0,001. L’ajustement du modèle à trois facteurs était généralement inférieur à l’ajustement du modèle à cinq facteurs (Δ ICA = -0,040; Δ ITL = -0,042; Δ REQMA = +0,010) et à l’ajustement du modèle d’ordre plus élevé (Δ ICA = -0,037; Δ ITL = -0,039; Δ REQMA = +0,009).

Toutes les coordonnées factorielles normalisées pour le modèle à cinq facteurs étaient significatives (< 0,001) et variaient de 0,45 à 0,90 (tableau 3). Les scores de fiabilité composite appuyaient fortement la cohérence interne de l’ensemble des cinq facteurs (tous les scores ≥ 0,79; tableau 3). Pour le modèle d’ordre plus élevé, toutes les coordonnées factorielles de premier ordre étaient significatives (< 0,001) et variaient de 0,45 à 0,90. Toutes les coordonnées factorielles de second ordre étaient significatives (p < 0,001) et variaient de 0,75 à 0,98. Toutes les coordonnées factorielles pour le modèle à trois facteurs étaient significatives (< 0,001) et variaient de 0,40 à 0,89.

Les résultats de la vérification de l’invariance de la mesure pour l’âge (les enfants par rapport aux adolescents), le sexe (les participants de sexe masculin par rapport à ceux de sexe féminin) et la langue de l’enquête (le français par rapport l’anglais) indiquaient un ajustement satisfaisant du modèle (tableau 4). Toutes les variations des indices d’ajustement se rapportant à l’invariance configurale, métrique et scalaire se situaient à l’intérieur d’intervalles acceptablesNote 35. Par conséquent, une forte invariance de la mesure dans les différents groupes établis selon le sexe, l’âge et la langue avait tendance à être démontrée.

Discussion

Les résultats de la présente étude démontrent la validité factorielle et la fiabilité du QPFD « évalués par les parents » au moyen d’un échantillon d’enfants et d’adolescents canadiens représentatif à l’échelle nationale. Plus précisément, la justesse globale du modèle original à cinq facteursNote 5 a été démontrée en utilisant le QPFD « évalués par les parents » pour les enfants et les adolescents âgés de 6 à 17 ans. On a constaté que le modèle à cinq facteurs ne variait pas selon le sexe, l’âge et la langue de l’enquête, mettant en évidence la robustesse de la mesure dans les différents sous-échantillons de la population canadienne des jeunes. Les constatations de l’étude complètent les études internationales menées depuis plus de deux décennies portant sur la structure factorielle du QPFD « évalués par les parents »Note 6Note 13Note 14Note 16.

Lorsqu’on examine la structure à cinq facteurs du QPFD « évalués par les parents », on observe que certaines AFC reposant sur des échantillons représentatifs à l’échelle nationale présentent de mauvaises statistiques d’ajustement du modèle pour des indices d’ajustement particuliersNote 17Note 19. Cependant, les résultats de l’ensemble des trois indices d’ajustement (normalisés) dans la présente étude appuyaient la structure à cinq facteurs. La structure à cinq facteurs du QPFD a aussi été confirmée dans le cadre d’une AFC récente reposant sur un échantillon communautaire d’enfants canadiensNote 21 et d’autres AFC reposant sur des échantillons représentatifs à l’échelle nationale des États-UnisNote 14 et de la Grande-BretagneNote 7. Tout comme la présente étude, une étude menée par He et al.Note 14 reposant sur un échantillon d’adolescents américains avait tendance à appuyer le modèle à cinq facteurs sans devoir mettre en corrélation les erreurs. En revanche, Goodman et al.Note 7 avaient tendance à appuyer le modèle à cinq facteurs comportant un échantillon d’enfants et d’adolescents de la Grande-Bretagne, mais seulement après la corrélation de certains termes d’erreurs.

Les constatations de la présente étude appuient également le modèle d’internalisation et d’externalisation d’ordre plus élevé de Goodman et al.Note 7. Cela est logique, car le modèle d’ordre plus élevé comporte la même structure factorielle sous-jacente que le modèle à cinq facteurs. Le modèle d’ordre plus élevé s’avère donc une option valable pour les chercheurs qui souhaitent examiner les données du QPFD « évalués par les parents » du point de vue de l’internalisation et de l’externalisation. En revanche, selon l’étude, le modèle d’internalisation et d’externalisation à trois facteurs n’était pas bien ajusté aux données, d’après certains indices d’ajustement. Ces résultats concordent avec ceux de Goodman et al.Note 7, qui ont conclu qu’un modèle de premier ordre intégrant des facteurs d’internalisation et d’externalisation ne constituait pas une simplification valable du modèle à cinq facteurs. Les résultats de l’étude sont aussi compatibles avec ceux de McCrory et LayteNote 17, qui ont constaté que le modèle à trois facteurs était particulièrement problématique dans un échantillon d’enfants représentatif à l’échelle nationale de l’Irlande. En somme, les constatations de l’étude donnent à penser que les facteurs d’internalisation et d’externalisation démontrent la validité factorielle dans le contexte du modèle d’ordre plus élevé, mais pas dans celui du modèle (à trois facteurs) de premier ordre.

Points forts et limites

La présente étude reposait sur les données tirées d’un échantillon d’enfants et d’adolescents canadiens représentatif à l’échelle nationale qui couvrait quatre cycles de l’ECMS (2007 à 2015). L’étude comprenait les jeunes canadiens âgés de 6 à 17 ans, ce qui a donné lieu à une représentation adéquate tant des enfants que des adolescents. Les données du QPFD « évalués par les parents » ont permis de constater un ajustement du modèle acceptable démontré au moyen d’une technique confirmatoire rigoureuse (c.-à-d. l’AFC) qui n’autorisait aucune coordonnée transversale de facteurs imprévus. Dans le cadre de la présente étude, la modélisation par équation structurelle exploratoire, qui constitue une technique plus flexible parce qu’elle autorise les coordonnées transversales des facteurs imprévus, n’a pas été nécessaire pour obtenir un ajustement acceptable du modèle. De plus, la majorité des réponses aux questions du QPFD présentaient des coordonnées factorielles qui pourraient être considérées comme « très bonnes »Note 33Note 34.

Malgré ces points forts, les résultats de la présente étude démontrent la validité factorielle du QPFD seulement. D’autres types de validité conceptuelle n’ont pas été évalués, comme la validité du critère ou la validité concourante. De plus, il n’a pas été possible d’examiner la fiabilité test-retest, car ces données n’ont pas été recueillies dans le cadre de l’ECMS. Enfin, la mesure dans laquelle les scores issus du QPFD « évalués par les parents » étaient semblables dans les différents groupes de parents évaluateurs (c.-à-d. les mères par rapport aux pères) n’a pas pu être évaluée, car les données n’étaient pas disponibles pour les cycles 1 à 4 de l’ECMS. Cependant, des études antérieures indiquent des corrélations modérées à fortes entre les scores des QPFD remplis par les mères et les pèresNote 41Note 42.

Conclusion

Conformément aux constatations de plusieurs études menées partout dans le mondeNote 43, les résultats de la présente étude appuient le QPFD « évalués par les parents » comme outil psychométrique valable pour évaluer les problèmes de santé mentale chez les enfants et les adolescents canadiens dans l’ensemble de la population. Le QPFD présente également l’avantage supplémentaire de permettre d’évaluer le comportement prosocial, une mesure de la santé mentale positive chez les enfants et les adolescents. En plus de démontrer la validité factorielle, la fiabilité et l’invariance de la mesure, le QPFD « évalués par les parents » est relativement court comparativement aux mesures psychosociales types. Des données normatives du QPFD « évalués par les parents » pour l’ensemble de la population canadienne des jeunes ne sont pas encore disponibles; elles représentent un important domaine de recherche pour l’avenir. L’établissement de seuils axés sur des critères chez les enfants et les adolescents canadiens aiderait les cliniciens et les professionnels de la santé à identifier les personnes qui pourraient présenter un risque de problèmes de santé mentale.

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