Rapports sur la santé
Validation de l’Échelle de satisfaction des besoins intrinsèques des enfants dans l’Enquête canadienne sur la santé des enfants et des jeunes de 2019

Résumé

Contexte

L’Agence de la santé publique du Canada assure le suivi du bien-être psychologique et social des jeunes Canadiens à l’aide de l’Échelle de satisfaction des besoins intrinsèques des enfants (Children’s Intrinsic Needs Satisfaction Scale ou questionnaire CINSS). Des analyses de validation du questionnaire CINSS ont été effectuées, mais pas dans le cadre de l’Enquête canadienne sur la santé des enfants et des jeunes (ECSEJ) de 2019, une enquête nationale plus récente et représentative dont la base de sondage, le mode de collecte et les résultats mesurés diffèrent. La présente étude visait à tester la validité du questionnaire CINSS dans le cadre de l’ECSEJ de 2019.

Données et méthodologie

Les données ont été recueillies dans l’ensemble des provinces et des territoires, du 11 février au 2 août 2019. Soumis à des répondants âgés de 12 à 17 ans, le questionnaire CINSS a été conçu pour évaluer l’appartenance sociale, l’autonomie et la compétence à la maison, à l’école et avec les amis. Des statistiques descriptives pour les éléments et les sous-échelles du questionnaire CINSS ont été obtenues. On a effectué une analyse factorielle confirmatoire (AFC) pour vérifier dans quelle mesure un modèle avec caractéristiques corrélées et unicité corrélée (CCUC) convient aux données du questionnaire CINSS. Les associations avec la santé mentale et d’autres variables psychosociales ont été examinées.

Résultats

En général, les éléments du questionnaire CINSS étaient corrélés de la manière attendue, et l’adhésion au modèle CCUC dans le cadre de l’AFC a été confirmée. Bien que les répartitions des réponses pour les éléments du questionnaire CINSS soient asymétriques, les sous-échelles du questionnaire CINSS présentaient une cohérence interne acceptable et étaient associées à une autoévaluation de la santé mentale, du bonheur, de la satisfaction à l’égard de la vie, du stress perçu, de la victimisation par intimidation et des problèmes de comportement, conformément aux attentes.

Interprétation

La présente étude appuie la validité du questionnaire CINSS. L’inclusion du questionnaire CINSS dans les futures enquêtes sur la santé des jeunes permettrait une surveillance continue du bien-être psychologique et social des jeunes au Canada par l’administration de la santé publique.

Mots-clés

appartenance sociale, autonomie, bien-être, compétence, jeunesse, santé mentale positive, théorie de l’autodétermination 

Auteurs

Colin A. Capaldi (colin.capaldi@phac-aspc.gc.ca) et Laura L. Ooi travaillent à l’Agence de la santé publique du Canada.

 

Ce que l’on sait déjà sur le sujet

• On utilise l’Échelle de satisfaction des besoins intrinsèques des enfants (Children’s Intrinsic Needs Satisfaction Scale ou questionnaire CINSS) pour évaluer la mesure dans laquelle les besoins des enfants et des jeunes en matière d’appartenance sociale, d’autonomie et de compétence sont satisfaits.
• Les propriétés psychométriques du questionnaire CINSS ont déjà été documentées au moyen des données de l’Enquête canadienne sur le tabac, l’alcool et les drogues chez les élèves de 2014-2015.
• La validation du questionnaire CINSS dans le cadre de l’Enquête canadienne sur la santé des enfants et des jeunes (ECSEJ) de 2019 est nécessaire, car l’enquête comprenait un échantillon plus représentatif de la population des jeunes canadiens et des modes de collecte de données différents de ceux des travaux antérieurs.

Ce qu’apporte l’étude

• Des preuves à l’appui de la structure factorielle, de la validité convergente et divergente et de la fiabilité du questionnaire CINSS ont été trouvées à l’aide des données de l’ECSEJ de 2019.
• L’inclusion du questionnaire CINSS dans les futures enquêtes sur la santé de la population des jeunes permettrait une surveillance continue du bien-être psychologique et social des jeunes au Canada par l’administration de la santé publique.

Introudction

L’adolescence représente une période de maturation physique, cognitive, sociale et émotionnelle considérable^Note 1. Bien que cette période de développement rapide puisse être associée à une vulnérabilité accrue aux problèmes de santé mentale^Note 2, elle présente également des occasions d’acquérir des capacités et d’établir des tendances qui peuvent contribuer au bien-être (aussi appelé « santé mentale positive ») tout au long de la vie^Note 3. Par conséquent, l’évaluation du bien-être à l’adolescence est importante pour l’acquisition d’une compréhension exhaustive de la santé mentale des jeunes^Note 4. De plus, la surveillance de la santé mentale positive chez les jeunes au niveau de la population est essentielle pour éclairer des activités significatives de promotion de la santé mentale. Dans ce contexte, l’Agence de la santé publique du Canada (ASPC) surveille la santé mentale positive des jeunes Canadiens (âgés de 12 à 17 ans) au moyen du Cadre d’indicateurs de surveillance de la santé mentale positive (CISSMP)^Note 5. Pour assurer une surveillance précise et des interventions de santé publique efficaces, il est essentiel d’utiliser des mesures de la santé mentale positive valides et adaptées au développement.

L’Échelle de satisfaction des besoins intrinsèques des enfants (Children’s Intrinsic Needs Satisfaction Scale, ou CINSS)^Note 6 permet de mesurer deux aspects de la santé mentale positive chez les jeunes au Canada au moyen du CISSMP : le bien-être psychologique et le bien-être social ^Note 5, ^Note 7. Le questionnaire CINSS a été élaboré en fonction de la théorie de l’autodétermination ^Note 8, ^Note 9, qui considère les besoins psychologiques innés comme des « nutriments psychologiques essentiels à la croissance, à l’intégrité et au bien-être psychologique continus »8. Plus précisément, le questionnaire CINSS a été conçu pour mesurer à quel point les besoins en matière d’appartenance sociale (c.-à-d. le besoin qu’ont les jeunes de sentir que l’on se soucie d’eux et qu’ils sont liés à d’autres personnes), d’autonomie (c.-à-d. le besoin qu’ont les jeunes de sentir qu’ils peuvent exprimer leur volonté et faire des choix) et de compétence (c.-à-d. le besoin qu’ont les jeunes de sentir qu’ils sont efficaces) sont satisfaits dans trois contextes distincts : à la maison, à l’école et avec les amis ^Note 6, ^Note 10.

Des analyses de validation du questionnaire CINSS pour un grand échantillon de jeunes (étudiants de la 6^e année au secondaire 5 ou à la 12^e année) au Canada ont déjà été effectuées à l’aide de données de l’Enquête canadienne sur le tabac, l’alcool et les drogues (ECTAD) de 2014-2015^Note 11. La validité factorielle du questionnaire CINSS a été confirmée. De plus, les sous-échelles du questionnaire CINSS avaient une cohérence interne adéquate et étaient associées à d’autres variables psychosociales comme prévu sur les plans théorique et empirique (p. ex. les jeunes qui ont déclaré avoir été victimes d’intimidation, avoir intimidé d’autres personnes ou avoir d’autres problèmes de comportement avaient des résultats plus faibles en matière d’appartenance sociale, d’autonomie et de compétence)^Note 8, ^Note 9, ^Note 10, ^Note 12, ^Note 13, ^Note 14. Selon ces résultats, les auteurs ont conclu que « l’échelle du questionnaire CINSS est une mesure prometteuse de la santé mentale positive chez les enfants et les jeunes à des fins de surveillance nationale » au Canada^Note 11.

Le questionnaire CINSS a été inclus plus récemment dans l’Enquête canadienne sur la santé des enfants et des jeunes (ECSEJ) de 2019^Note 15. Toutefois, il y a des différences notables entre l’ECTAD de 2014-2015 et l’ECSEJ de 2019 en ce qui a trait aux populations échantillonnées et au mode d’administration. Bien que le nombre total de jeunes ayant répondu à l’ECTAD de 2014-2015 soit supérieur au nombre de jeunes ayant répondu à l’ECSEJ de 2019, un échantillon plus vaste et plus représentatif de jeunes canadiens a été utilisé pour l’ECSEJ de 2019. Par exemple, l’ECTAD de 2014-2015 ne comprenait pas les jeunes vivant dans les territoires, contrairement à l’ECSEJ de 2019. La base de sondage de l’ECSEJ de 2019 était fondée sur l’Allocation canadienne pour enfants, tandis que l’échantillon de l’ECTAD de 2014-2015 était formé de jeunes de la 6e année au secondaire 5 ou à la 12e année fréquentant des écoles publiques, catholiques et privées des 10 provinces. De plus, les méthodes de collecte des données différaient : les réponses à l’ECTAD de 2014-2015 ont été recueillies à l’aide d’un questionnaire papier en classe, tandis que les réponses à l’ECSEJ de 2019 ont été recueillies à l’aide d’un questionnaire électronique ou d’interviews téléphoniques. Il s’agit d’une différence notable, car le mode d’administration de l’enquête peut avoir une incidence sur les réponses. On a constaté que les méthodes sur papier mènent à des réponses plus socialement souhaitables sur des sujets très délicats (p. ex. la consommation de drogues dures) que les méthodes informatisées, bien que ce ne soit pas le cas pour les sujets moins délicats^Note 16, ^Note 17. Compte tenu de ces différences, la validation du questionnaire CINSS dans le cadre de l’ECSEJ de 2019 est justifiée.

En outre, en plus d’inclure des mesures de la victimisation par intimidation et des problèmes de comportement (comme dans l’ECTAD de 2014-2015)^Note 11, l’ECSEJ de 2019 contenait d’autres mesures établies de la santé mentale positive (c.-à-d. l’autoévaluation de la santé mentale, du bonheur et de la satisfaction à l’égard de la vie)^Note 5, ^Note 7 et du mal-être (c.-à-d. le stress perçu)^Note 18 permettant la comparaison avec le questionnaire CINSS. L’inclusion de ces mesures dans l’ECSEJ de 2019 offre une nouvelle occasion d’évaluer la validité du questionnaire CINSS, car on s’attendrait à ce que les sous-échelles du questionnaire CINSS soient associées positivement à d’autres indicateurs de fonctionnement bien adapté (p. ex. une santé mentale positive) et soient associées négativement à des indicateurs de fonctionnement mal adapté (p. ex. le stress)^Note 8, ^Note 9, ^Note 10, ^Note 13.

En conséquence, le but de la présente étude était d’examiner les propriétés psychométriques du questionnaire CINSS dans le cadre de l’ECSEJ de 2019. Les objectifs particuliers comprenaient l’évaluation de : 1) la validité factorielle du questionnaire CINSS, 2)  la validité convergente et divergente des éléments et des sous-échelles du questionnaire CINSS et 3) la cohérence interne des sous-échelles du questionnaire CINSS. Cela pourrait aider à orienter les décisions sur la question visant à déterminer si (et de quelle façon) le questionnaire CINSS doit être analysé à des fins de surveillance et de recherche à l’aide des données de l’ECSEJ de 2019, et si le questionnaire CINSS doit être inclus dans les enquêtes subséquentes sur la santé des jeunes au Canada.

Données et méthodologie

Données

Les données de l’ECSEJ de 2019, qui ont été recueillies du 11 février au 2 août 2019, ont été utilisées pour ce projet^Note 15. La population cible de l’ECSEJ de 2019 était composée d’enfants et de jeunes âgés de 1 à 17 ans issus de chaque province et territoire du Canada; l’Allocation canadienne pour enfants a été utilisée pour la création de la base de sondage. L’ECSEJ de 2019 excluait les enfants et les jeunes vivant en établissement,  dans un foyer d’accueil ou dans une réserve ou un établissement des Premières Nations. Environ 98 % des enfants et des jeunes âgés de 1 à 17 ans au Canada vivant dans les provinces et 96 % de ceux vivant dans les territoires ont été inclus dans la base de sondage. Seules les données sur les jeunes ont été utilisées pour ce projet, car le questionnaire CINSS n’a été soumis qu’aux personnes âgées de 12 à 17 ans (consulter le tableau 1 pour obtenir des renseignements sociodémographiques). Le taux de réponse global des jeunes âgés de 12 à 17 ans pour l’ECSEJ de 2019 était de 41,3 %, 13 602 des 32 951 jeunes du champ de l’enquête ayant répondu. Les données de 11 077 jeunes ayant conclu un accord de partage de données avec l’ASPC ont été analysées dans le cadre de l’étude. Environ les trois quarts (77,1 %) de ces jeunes répondants ont rempli le questionnaire électronique de l’ECSEJ de 2019, et environ le quart (22,9 %) ont été interviewés au téléphone.



Mesures

Dans le cadre du questionnaire CINSS, on a demandé aux répondants d’indiquer dans quelle mesure 18 énoncés décrivaient leurs sentiments et leurs idées au cours de la semaine précédente, au moyen des options de réponse suivantes :  1) « Complètement faux pour moi » ,  2 ) « Un peu faux pour moi », 3) « Un peu vrai pour moi »  et  4) « Complètement vrai pour moi ». Six des énoncés constituaient la sous-échelle de l’appartenance sociale, six, celle de l’autonomie et six, celle de la compétence. On peut calculer les résultats moyens pour chacune des sous-échelles en déterminant la moyenne des réponses pour les six énoncés pertinents. Dans chacune des trois sous-échelles, deux questions portent sur la maison et les parents, deux sur l’école et les enseignants, et deux sur les amis (consulter le tableau 2 pour obtenir la formulation exacte de tous les éléments du questionnaire CINSS).



Comme dans le cas des analyses de validation antérieures du questionnaire CINSS^Note 11, les associations entre les mesures de la victimisation par intimidation et les problèmes de comportement ont été examinées dans l’étude actuelle. Plus précisément, 10 questions de l’ECSEJ de 2019 portaient sur les différents types de victimisation par intimidation (p. ex. les moqueries, les menaces et la publication de renseignements blessants sur Internet; consulter le tableau 3 pour obtenir la formulation exacte). À l’instar du codage dans les analyses de validation précédentes^Note 11, les réponses pour les variables sur l’intimidation ont été dichotomisées selon que les répondants aient fait face à de l’intimidation au moins une fois par mois (c.-à-d. mensuellement, hebdomadairement ou quotidiennement) ou de façon moins fréquente (c.-à-d. quelques fois par année ou jamais). Pour les problèmes de comportement, on a inclus deux questions où l’on demande aux jeunes à quelle fréquence ils se sont mis en colère au cours des 12 derniers mois et à quelle fréquence ils ont crié après leurs parents, ont juré contre eux ou les ont injuriés au cours des 12 derniers mois. Les réponses à ces questions ont été dichotomisées selon que le problème de comportement ait lieu au moins parfois (c.-à-d. parfois, souvent ou la plupart du temps) ou non (c.-à-d. rarement ou jamais).



On a aussi analysé d’autres mesures de la santé mentale pour examiner la validité convergente. On a mesuré la santé mentale autoévaluée des jeunes en leur posant la question suivante : « En général, comment est votre santé mentale? ». Les réponses possibles étaient « Excellente », « Très bonne », « Bonne », « Passable » et « Mauvaise ». Conformément au CISSMP^Note 5, ^Note 7, les jeunes ayant répondu « Excellente » ou « Très bonne » ont été codés comme ayant une bonne santé mentale autoévaluée. On a mesuré le bonheur des jeunes en leur posant la question suivante : « Comment te décrirais-tu habituellement? ». Les réponses possibles étaient : « Heureux et intéressé à vivre », « Plutôt heureux », « Plutôt malheureux », « Malheureux et peu intéressé à vivre » et « Si malheureux que la vie ne vaut pas la peine d’être vécue ». Conformément au CISSMP^Note 5, ^Note 7, les jeunes qui ont répondu « Heureux et intéressé à vivre » ont été codés comme ayant un niveau de bonheur élevé. On a mesuré la satisfaction à l’égard de la vie en posant la question suivante : « Sur une échelle de 0 à 10, où 0 signifie "Très insatisfait" et 10 signifie "Très satisfait", quel sentiment éprouvez-vous présentement à l’égard de votre vie en général? ». Conformément à l’une des mesures indicatrices de la satisfaction à l’égard de la vie dans le CISSMP^Note 5, ^Note 7, on a traité cet élément comme une variable numérique et non dichotomisée. Enfin, on a mesuré le stress perçu en posant la question suivante : « En pensant à la quantité de stress dans votre vie, comment décririez-vous la plupart de vos journées? ». Les réponses possibles étaient « Pas du tout stressantes », « Pas tellement stressantes », « Un peu stressantes », « Assez stressantes » et « Extrêmement stressantes ». Conformément au Cadre d’indicateurs de surveillance de suicide^Note 18, les jeunes ayant répondu « Assez stressantes » ou « Extrêmement stressantes » ont été codés comme ayant un niveau de stress élevé.

Analyse

On a effectué une analyse factorielle confirmatoire (AFC) multiméthode à caractéristiques multiples pour examiner la validité factorielle du questionnaire CINSS. Ce type d’analyse est approprié parce que le questionnaire CINSS permet de mesurer de multiples caractéristiques ou concepts (c.-à-d. l’appartenance sociale, l’autonomie et la compétence) à l’aide de multiples modes ou contextes (c.-à-d. la maison, l’école et les amis). On a mis à l’essai un modèle de caractéristiques corrélées et d’unicité corrélée (CCUC)^Note 19, qui comprenait trois facteurs pour les éléments conçus pour mesurer la compétence, l’appartenance sociale et l’autonomie. Les corrélations entre les facteurs de la compétence, de l’appartenance sociale et de l’autonomie ont été modélisées (il s’agit de la partie des « caractéristiques corrélées » du modèle CCUC). Des corrélations ont également été modélisées entre les résidus des éléments du questionnaire CINSS portant sur le même contexte (il s’agit de la partie « unicité corrélée » du modèle CCUC). On a confirmé l’adhésion à ce modèle dans le cadre de travaux de recherche précédents^Note 11. Compte tenu des fortes corrélations entre les facteurs, on a également effectué une AFC secondaire pour mettre à l’essai un modèle plus simple remplaçant les facteurs de l’appartenance sociale, de l’autonomie et de la compétence par un seul facteur représentant la satisfaction des besoins psychologiques fondamentaux. On a utilisé la version 8.5 de Mplus pour mener l’AFC dans le cadre du projet actuel. On a utilisé des pondérations dans l’AFC afin que les résultats soient représentatifs de la population cible. On a utilisé les critères de seuil de Hu et de Bentler^Note 20 afin de déterminer si le modèle était adéquat.

De plus, des statistiques descriptives pour chacun des éléments et chacune des sous-échelles du questionnaire CINSS ont été calculées, et les corrélations entre les éléments du questionnaire CINSS ont été examinées. On a effectué des analyses de régression linéaire bivariées (non ajustées) pour examiner la façon dont les différentes variables sur les expériences de victimisation par intimidation, les problèmes de comportement et la santé mentale étaient associées individuellement à chacune des sous-échelles du questionnaire CINSS. On a également effectué des analyses de régression linéaire multiples (ajustées) en tenant statistiquement compte du sexe (garçons, filles), de l’âge, de la population racisée (oui, non), du lieu de résidence (centre de population, région rurale) et du tertile du revenu du ménage (faible, moyen, élevé). Les corrélations et les coefficients de régression avec des valeurs de p inférieures à 0,05 ont été interprétés comme statistiquement significatifs. Ces analyses statistiques ont été effectuées au moyen de la version 7.1 de SAS Enterprise Guide (Institut SAS, Cary, Caroline du Nord, États-Unis). On a pondéré les estimations pour obtenir des résultats représentatifs pour la population cible. Ces pondérations comprennent des ajustements pour les personnes qui n’ont pas répondu ou qui n’ont pas accepté de partager leurs données. Des poids bootstrap ont été utilisés pour l’estimation de la variance, sauf dans le cas des analyses corrélationnelles, puisque cette option n’était pas disponible. L’échantillonnage et les poids bootstrap ont été élaborés par Statistique Canada.

Résultats

Le tableau 2 présente des statistiques descriptives pour les éléments du questionnaire CINSS. Comme on l’a observé dans d’autres données^Note 11, les réponses moyennes pour les éléments et les sous-échelles du questionnaire CINSS étaient assez élevées dans le cadre de l’ECSEJ de 2019. En effet, les réponses moyennes étaient supérieures au point médian de l’échelle de quatre points pour tous les éléments et toutes les sous-échelles du questionnaire CINSS, ce qui indique que les jeunes considéraient le plus souvent que les énoncés du questionnaire CINSS étaient « Un peu vrai pour moi » (3) ou « Complètement vrai pour moi » (4). Plus précisément, le pourcentage de jeunes qui ont choisi « Complètement vrai pour moi » variait de 24,3 % à 87,8 % pour l’ensemble des éléments du questionnaire CINSS, le pourcentage de jeunes qui ont choisi « Un peu vrai pour moi » variait de 10,1 % à 43,5 %, le pourcentage de jeunes qui ont choisi « Un peu faux pour moi » variait de 1,4 % à 23,2 % et le pourcentage de jeunes qui ont choisi « Complètement faux pour moi » variait de 0,6 %C à 8,9 % (interpréter l’estimation avec prudence, car le coefficient de variation se situe entre 15 et 25). Le seul élément pour lequel le résultat moyen était inférieur à 3,0 était « J’aime être avec mes enseignants », ce qui pourrait être attribuable à une différence dans la formulation de l’élément, comparativement aux deux éléments correspondants de l’appartenance sociale (« J’aime passer du temps avec mes parents » et « J’aime passer du temps avec mes amis » [accentuation ajoutée]). Les différences entre les garçons et les filles n’étaient pas significatives en ce qui concerne la sous-échelle de l’autonomie (Mdifférence < 0,01, p = 0,97) ou la sous-échelle de la compétence (Mdifférence = 0,01, p = 0,51). Toutefois, comme dans le cas des études précédentes^Note 11, une différence statistiquement significative entre les sexes a été observée pour la sous-échelle de l’appartenance sociale, les filles ayant tendance à obtenir un résultat légèrement plus élevé que celui des garçons (Mdifférence = 0,04, p = 0,002).

En général, l’AFC a confirmé l’adhésion à ce modèle CCUC à trois facteurs. L’indice d’ajustement comparatif (IAC) était de 0,969, ce qui respecte le seuil de 0,95^Note 20. La racine de l’erreur quadratique moyenne normalisée (REQMN) était de 0,029, ce qui respecte le seuil de 0,08^Note 20. La racine de l’erreur quadratique moyenne de l’approximation (REQMA) était de 0,031, ce qui respecte également le seuil de 0,06^Note 20. L’indice Tucker-Lewis (ITL) était de 0,945, juste au-dessous du seuil de 0,95^Note 20. Les 18 éléments du questionnaire CINSS étaient saturés de façon significative et positive par rapport à leur facteur de l’appartenance sociale, de l’autonomie ou de la compétence prévu, les coordonnées factorielles normalisées étant de 0,41 à 0,73 (consulter la figure 1). Les associations entre les résidus pour les éléments sur la maison et les parents étaient toutes significatives et positives, tout comme les associations entre les résidus pour les éléments sur les amis. En revanche, 7 des 15 associations entre les résidus pour les éléments sur l’école étaient significatives et positives, les autres étant négatives ou non significatives. Les trois facteurs, à savoir l’appartenance sociale, l’autonomie et la compétence, étaient tous fortement associés les uns aux autres (r ≥ 0,88).

Description de la figure 1



La figure est intitulée « Analyse factorielle confirmatoire à trois facteurs avec caractéristiques corrélées et unicité corrélée, population à domicile âgée de 12 à 17 ans, Canada, 2019 ».

La figure modélise les principaux résultats de l’analyse factorielle confirmatoire à trois facteurs avec caractéristiques corrélées et unicité corrélée.

Il y a trois ovales près du haut de la figure, chacun représentant l’un des trois facteurs. L’ovale de gauche indique « Appartenance sociale », l’ovale du centre indique « Autonomie », et l’ovale de droite indique « Compétence ».

Trois flèches à deux têtes représentant les corrélations entre les facteurs se trouvent au-dessus des ovales. La flèche à deux têtes entre l’ovale de l’appartenance sociale et l’ovale de la compétence indique une corrélation de 0,93, la flèche à deux têtes entre l’ovale de l’appartenance sociale et l’ovale de l’autonomie indique une corrélation de 0,89, et la flèche à deux têtes entre l’ovale de l’autonomie et l’ovale de la compétence indique une corrélation de 0,88.

Il y a 18 carrés côte à côte sous les ovales. Les carrés représentent chacun des éléments de l’Échelle de satisfaction des besoins intrinsèques des enfants. Chacun des carrés est étiqueté en fonction de ce que l’élément devait mesurer à l’origine, en ce qui concerne la « caractéristique » (AS = appartenance sociale, A = autonomie, C = compétence) et le contexte (É = école, M = maison, P = pairs). De gauche à droite, les carrés sont étiquetés ASÉ1, ASM1, ASM2, ASÉ2, ASP1, ASP2, AM1, AP1, AÉ1, AP2, AÉ2, AM2, CÉ1, CÉ2, CM1, CM2, CP1 et CP2.

Il y a six flèches à une tête partant de l’ovale de l’appartenance sociale et pointant vers les six carrés de gauche, représentant les coordonnées factorielles normalisées des éléments destinés à mesurer l’appartenance sociale. Les coordonnées factorielles normalisées sont 0,59 pour ASÉ1, 0,49 pour ASM1, 0,44 pour ASM2, 0,53 pour ASÉ2, 0,58 pour ASP1 et 0,41 pour ASP2.

Il y a six flèches à une tête partant de l’ovale de l’autonomie et pointant vers les six carrés du centre, représentant les coordonnées factorielles normalisées des éléments destinés à mesurer l’autonomie. Les coordonnées factorielles normalisées sont 0,54 pour AM1, 0,51 pour AP1, 0,58 pour AÉ1, 0,52 pour AP2, 0,73 pour AÉ2 et 0,43 pour AM2.

Il y a six flèches à une tête partant de l’ovale de la compétence et pointant vers les six carrés de droite, représentant les coordonnées factorielles normalisées des éléments destinés à mesurer la compétence. Les coordonnées factorielles normalisées sont 0,62 pour CÉ1, 0,70 pour CÉ2, 0,59 pour CM1, 0,64 pour CM2, 0,53 pour CP1 et 0,68 pour CP2.

Sous les carrés, il y a 45 flèches à deux têtes qui représentent les associations entre les résidus des éléments portant sur le même contexte. Il y a 15 flèches à deux têtes qui représentent les associations modélisées entre les résidus des éléments portant sur l’école, y compris ASÉ1, ASÉ2, AÉ1, AÉ2, CÉ1 et CÉ2. Il y a 15 flèches à deux têtes qui représentent les associations modélisées entre les résidus des éléments portant sur la maison, y compris ASM1, ASM2, AM1, AM2, CM1 et CM2. Il y a 15 flèches à deux têtes qui représentent les associations modélisées entre les résidus des éléments portant sur les pairs, y compris ASP1, ASP2, AP1, AP2, CP1 et CP2.

Les notes et la source de la figure indiquent ce qui suit :

Notes : Les coordonnées factorielles normalisées sont représentées par des flèches à une tête. Les corrélations sont représentées par des flèches à deux têtes. Les facteurs sont représentés par des ovales. Les éléments de l’Échelle de satisfaction des besoins intrinsèques des enfants (questionnaire CINSS) sont présentés dans des carrés et leurs noms indiquent la « caractéristique » (AS = appartenance sociale, A = autonomie, C = compétence) et le contexte (É = école, M = maison, P = pairs). Pour faciliter l’interprétation, les ordonnées à l’origine, les résidus et les variances résiduelles ne sont pas présentés, et les valeurs des associations entre les résidus des éléments concernant le même contexte ne sont pas incluses. Les répondants pour lesquels il manquait des données sur l’un ou l’autre élément du questionnaire CINSS ont été exclus des analyses. La taille de l’échantillon était de 11 009 personnes. Les résultats sont pondérés.

Source : Enquête canadienne sur la santé des enfants et des jeunes de 2019.

L’AFC secondaire qui a permis de  tester le modèle plus simple avec un seul facteur de satisfaction globale des besoins psychologiques a également respecté les seuils (IAC = 0,958, REQMN = 0,032, REQMA = 0,035), sauf un (ITL = 0,928). Les éléments du questionnaire CINSS ont tous été saturés de façon significative et positive par rapport au facteur de satisfaction des besoins psychologiques, les coordonnées factorielles normalisées variant de 0,39 à 0,69 (consulter la figure 2). Toutefois, le critère d’information bayésien était plus important dans le modèle à facteur unique que dans le modèle à trois facteurs (351 874,82 contre 351 049,28), tout comme le critère d’Akaike (351 151,48 contre 350 304,02), ce qui laisse entendre que le modèle à trois facteurs convient mieux^Note 21, ^Note 22.

Description de la figure 2



La figure est intitulée « Analyse factorielle confirmatoire à un facteur, population à domicile âgée de 12 à 17 ans, Canada, 2019 ».

La figure modélise les principaux résultats de l’analyse factorielle confirmatoire à un facteur.

Il y a un ovale qui représente le facteur au haut de la figure. La satisfaction à l’égard des besoins psychologiques est indiquée dans l’ovale.

Il y a 18 carrés côte à côte sous l’ovale. Les carrés représentent chacun des éléments de l’Échelle de satisfaction des besoins intrinsèques des enfants. Chacun des carrés est étiqueté en fonction de ce que l’élément devait mesurer à l’origine, en ce qui concerne la « caractéristique » (AS = appartenance sociale, A = autonomie, C = compétence) et le contexte (É = école, M = maison, P = pairs). De gauche à droite, les carrés sont étiquetés ASÉ1, ASM1, ASM2, ASÉ2, ASP1, ASP2, AM1, AP1, AÉ1, AP2, AÉ2, AM2, CÉ1, CÉ2, CM1, CM2, CP1 et CP2.

Il y a 18 flèches à une tête partant de l’ovale de satisfaction à l’égard des besoins psychologiques et pointant vers chacun des carrés, représentant les coordonnées factorielles normalisées. Les coordonnées factorielles normalisées sont 0,55 pour ASÉ1, 0,46 pour ASM1, 0,41 pour ASM2, 0,50 pour ASÉ2, 0,55 pour ASP1, 0,39 pour ASP2, 0,53 pour AM1, 0,48 pour AP1, 0,54 pour AÉ1, 0,51 pour AP2, 0,69 pour AÉ2, 0,42 pour AM2, 0,60 pour CÉ1, 0,68 pour CÉ2, 0,58 pour CM1, 0,62 pour CM2, 0,53 pour CP1 et 0,66 pour CP2.

Sous les carrés, il y a 45 flèches à deux têtes qui représentent les associations entre les résidus des éléments portant sur le même contexte. Il y a 15 flèches à deux têtes qui représentent les associations modélisées entre les résidus des éléments portant sur l’école, y compris ASÉ1, ASÉ2, AÉ1, AÉ2, CÉ1 et CÉ2. Il y a 15 flèches à deux têtes qui représentent les associations modélisées entre les résidus des éléments portant sur la maison, y compris ASM1, ASM2, AM1, AM2, CM1 et CM2. Il y a 15 flèches à deux têtes qui représentent les associations modélisées entre les résidus des éléments portant sur les pairs, y compris ASP1, ASP2, AP1, AP2, CP1 et CP2.

Les notes et la source de la figure indiquent ce qui suit :

Notes : Les coordonnées factorielles normalisées sont représentées par des flèches à une tête. Les corrélations sont représentées par des flèches à deux têtes. Le facteur est représenté par un ovale. Les éléments de l’Échelle de satisfaction des besoins intrinsèques des enfants (questionnaire CINSS) sont présentés dans des carrés et leurs noms indiquent la « caractéristique » (AS = appartenance sociale, A = autonomie, C = compétence) et le contexte (É = école, M = maison, P = pairs). Pour faciliter l’interprétation, les ordonnées à l’origine, les résidus et les variances résiduelles ne sont pas présentés, et les valeurs des associations entre les résidus des éléments concernant le même contexte ne sont pas incluses. Les répondants pour lesquels il manquait des données sur l’un ou l’autre élément du questionnaire CINSS ont été exclus des analyses. La taille de l’échantillon était de 11 009 personnes. Les résultats sont pondérés.

Source : Enquête canadienne sur la santé des enfants et des jeunes de 2019.

Les corrélations entre les éléments du questionnaire CINSS sont présentées dans les tableaux en annexe 1-A, 1-B, 1-C et 1-D et organisées selon que les éléments mesurent la même « caractéristique » ou une caractéristique différente (appartenance sociale, autonomie ou compétence) dans le même contexte ou dans un contexte différent (à l’école, à la maison ou avec les amis). Tous les éléments du questionnaire CINSS étaient associés de façon significative et positive. Les corrélations entre les éléments mesurant la même caractéristique dans le même contexte avaient tendance à être les plus fortes (r moyen = 0,48; r variant de 0,29 à 0,60; consulter le tableau en annexe 1-A). Les corrélations entre les éléments mesurant différentes caractéristiques dans différents contextes avaient tendance à être les plus faibles (r moyen = 0,28; r variant de 0,12 à 0,48; consulter le tableau en annexe 1-D). La force des corrélations entre les éléments mesurant différentes caractéristiques dans le même contexte (r moyen = 0,43; r variant de 0,22 à 0,61; consulter le tableau en annexe 1-C) et les éléments mesurant la même caractéristique dans différents contextes (r moyen = 0,32; r variant de 0,17 à 0,49; consulter le tableau en annexe 1-B) avaient tendance à se situer entre les deux.

Le tableau 3 illustre les associations entre les sous-échelles du questionnaire CINSS et la victimisation par intimidation ainsi que les problèmes de comportement. L’interprétation des résultats était la même pour les analyses de régression non ajustées et ajustées, de sorte que les analyses de régression non ajustées n’ont pas été déclarées dans le tableau 3. Pour les 10 variables de la victimisation par intimidation, les jeunes qui ont déclaré avoir été victimes d’intimidation au moins une fois par mois ont obtenu un résultat considérablement plus faible pour les trois sous-échelles du questionnaire CINSS, comparativement à ceux qui ont déclaré avoir été victime d’intimidation moins souvent ou ne jamais être victime d’intimidation. De même, les jeunes qui ont déclaré s’être mis en colère ou avoir crié après leurs parents et juré contre eux ont obtenu des résultats nettement plus faibles en ce qui a trait aux relations, à l’autonomie et à la compétence que ceux qui ont déclaré avoir ces problèmes de comportement rarement ou ne jamais les avoir. Dans les analyses non ajustées, les expériences de victimisation par intimidation expliquaient entre 1,3 % et 7,0 % de la variance dans les sous-échelles du questionnaire CINSS, tandis que les problèmes de comportement expliquaient entre 2,9 % et 4,7 % de cette variance.

Les associations entre les sous-échelles du questionnaire CINSS et d’autres variables sur la santé mentale dans l’ECSEJ de 2019 sont présentées dans les tableaux 4 et 5. L’interprétation des résultats était la même pour les analyses de régression non ajustées et ajustées, de sorte que les analyses de régression non ajustées n’ont pas été déclarées dans les tableaux 4 et 5. Les jeunes dont l’autoévaluation a indiqué un niveau élevé de santé mentale et de bonheur ainsi qu’un niveau de stress perçu faible ont obtenu un résultat beaucoup plus élevé pour les sous-échelles de l’appartenance sociale, de l’autonomie et de la compétence du questionnaire CINSS. De plus, des corrélations positives significatives ont été constatées entre la satisfaction à l’égard de la vie et chacune des sous-échelles du questionnaire CINSS (r = 0,48 à 0,52). Néanmoins, les corrélations entre les sous-échelles du questionnaire CINSS étaient encore plus fortes (r ≥ 0,68). Dans les analyses non ajustées, les autres variables sur la santé mentale expliquaient entre 5,7 % et 26,5 % de la variance dans les sous-échelles du questionnaire CINSS.

 

Les coefficients alpha de Cronbach étaient de 0,72 pour la sous-échelle de l’appartenance sociale, de 0,73 pour la sous-échelle de l’autonomie et de 0,81 pour la sous-échelle de la compétence, des résultats qui se situent dans une fourchette semblable à celle observée précédemment et qui pourraient être considérés comme adéquats^Note 6, ^Note 11.

Discussion

L’adolescence est une période importante du développement. Il est essentiel d’utiliser des outils valides pour surveiller le fonctionnement psychologique et social des Canadiens pendant cette période de la vie. Les analyses de validation actuelles confirment le fait que le questionnaire CINSS est une mesure appropriée du bien-être psychologique et social des jeunes au Canada.

Dans l’ensemble, la validité factorielle du questionnaire CINSS a été confirmée. Un modèle CCUC avec l’appartenance sociale, l’autonomie et la compétence comme « caractéristiques » corrélées et des associations entre les éléments évaluant le même contexte (à la maison, à l’école ou avec les amis) correspond aux données de façon adéquate, selon trois des quatre seuils de Hu et Bentler^Note 20, le quatrième seuil étant presque atteint. Toutes les coordonnées factorielles et les associations étaient positives et statistiquement significatives, à l’exception des associations entre les résidus pour certains des éléments liés à l’école. Dans le cadre de l’analyse effectuée par Orpana et al.^Note 11, on a constaté des résultats similaires à ceux de l’AFC de la présente étude. De plus, on a confirmé qu’un modèle à trois facteurs correspond mieux aux données qu’un modèle à un facteur, ce qui est conforme à la théorie de l’autodétermination qui a servi de fondement à l’élaboration initiale du questionnaire CINSS^Note 6, ^Note 8, ^Note 9. Néanmoins, compte tenu des fortes corrélations entre les trois facteurs, de l’adhésion au modèle d’AFC à un facteur pour la plupart des mesures et des limites de la méthode utilisée pour la comparaison des modèles^Note 23, il pourrait aussi être justifié que les chercheurs utilisent le questionnaire CINSS pour évaluer de manière générale la satisfaction des besoins psychologiques (ou le bien-être eudémonique^Note 24) dans le cadre de l’ECSEJ de 2019.

Les corrélations d’ordre zéro entre les éléments mesurant la même « caractéristique » dans le même contexte ont tendance à être les plus fortes (ce qui appuie la validité convergente), tandis que les corrélations d’ordre zéro entre les éléments mesurant des « caractéristiques » différentes dans différents contextes ont tendance à être les plus faibles (ce qui appuie la validité divergente). À l’instar des analyses de validation précédentes^Note 11, les sous-échelles du questionnaire CINSS présentaient une cohérence interne acceptable et étaient associées à la victimisation par l’intimidation autodéclarée et aux problèmes de comportement autodéclarés de manière conforme aux attentes^Note 8,^Note 9 ,^Note 10, ^Note 12, ^Note 13, ^Note 14.

De plus, les jeunes dont l’autoévaluation indiquait un niveau élevé de santé mentale et de bonheur, une plus grande satisfaction à l’égard de la vie et un niveau de stress perçu plus faible ont obtenu un résultat beaucoup plus élevé pour les trois sous-échelles du questionnaire CINSS. Ces résultats appuient de façon inédite la validité convergente du questionnaire CINSS, dans la mesure où l’autonomie, la compétence et l’appartenance sociale devraient être associées à d’autres mesures de santé mentale positive tirées du CISSMP^Note 8, ^Note 13. Néanmoins, l’autonomie, la compétence et l’appartenance sociale étaient davantage associées les unes aux autres qu’à un résultat conceptuellement distinct en matière de santé mentale positive (c.-à-d. la satisfaction à l’égard de la vie), ce qui appuie la validité divergente du questionnaire CINSS. De plus, les autres variables relatives à la santé mentale pourraient expliquer environ le quart ou moins de la variance dans les sous-échelles du questionnaire CINSS. Cela souligne l’importance d’examiner de multiples résultats positifs en matière de santé mentale pour acquérir une compréhension complète des aspects nuancés du bien-être des jeunes. De études à venir pourraient porter sur la façon dont le questionnaire CINSS se compare à d’autres mesures à éléments multiples de la santé mentale positive qui ont été utilisées auprès des jeunes (p. ex. l’échelle de bien-être mental Warwick-Edimbourg et l’indice de bien-être de l’OMS-5)^Note 25, ^Note 26.

Points forts et limites

La validation du questionnaire CINSS dans un ensemble de données comportant un échantillon plus vaste et plus représentatif ainsi que des modes de collecte différents de ceux de l’ECTAD confirme que le questionnaire CINSS offre une mesure appropriée du bien-être psychologique et social des jeunes au Canada. Il convient de mentionner que dans l’ensemble, les jeunes ont répondu un peu plus positivement aux éléments du questionnaire CINSS dans l’échantillon de l’ECSEJ de 2019, comparativement à l’échantillon de l’ECTAD de 2014-2015. Toutefois, l’enquête en cours ne permet pas de déterminer s’il existe des différences significatives dans les résultats du questionnaire CINSS entre les deux échantillons et, le cas échéant, les raisons pouvant expliquer ces différentes (p. ex. les différences dans les stratégies d’échantillonnage, les modes de collecte des données ou les périodes). Quoi qu’il en soit, dans les deux échantillons, les réponses au questionnaire CINSS avaient tendance à être négativement asymétriques, la plupart des jeunes ayant répondu « Un peu vrai pour moi » ou « Complètement vrai pour moi » pour l’ensemble des éléments. Il a été démontré que les sous-échelles du questionnaire CINSS étaient suffisamment sensibles pour permettre de distinguer les jeunes ayant une meilleure santé mentale et moins de difficultés psychosociales, même en tenant compte de divers renseignements sociodémographiques, ce qui pourrait atténuer les préoccupations relatives aux effets de plafond. De plus, la répartition observée dans le questionnaire CINSS n’est pas unique; de nombreuses mesures qui évaluent les aspects du bien-être montrent une catégorisation des résultats vers l’extrémité positive de leur échelle (p. ex. la satisfaction à l’égard de la vie, le but dans la vie et le sens de la vie, le soutien social)^Note 27, ^Note 28, ^Note 29, ^Note 30.

L’ECSEJ de 2019 s’est appuyée sur une base de sondage plus inclusive que l’ECTAD de 2014-2015 et elle a permis de réaliser un examen plus approfondi de la façon dont le questionnaire CINSS est associé à d’autres mesures de la santé mentale, y compris d’autres résultats positifs en matière de santé mentale découlant du CISSMP^Note 5. Néanmoins, l’ECSEJ de 2019 et les analyses présentent des limites qui restreignent les conclusions pouvant être tirées dans le cadre de la présente enquête. Par exemple, certaines sous-populations de jeunes (jeunes vivant en établissement, dans un foyer d’accueil ou dans une réserve ou un établissement des Premières Nations) ont été exclues de l’ECSEJ de 2019, et aucun enfant de moins de 12 ans n’a répondu au questionnaire CINSS. De futurs travaux de recherche devraient permettre d’évaluer la pertinence du questionnaire CINSS aux fins d’utilisation pour d’autres sous-populations de jeunes ainsi que pour les groupes d’âge plus jeunes. De plus, la validité prédictive ou la fiabilité de test-retest du questionnaire CINSS n’a pas pu être examinée, compte tenu de la nature transversale des données de l’ECSEJ de 2019. Le suivi longitudinal des résultats du questionnaire CINSS dans les futures enquêtes sur la santé de la population des jeunes sera important pour remédier à ces limites, et permettra de suivre les tendances à plus long terme en matière de bien-être social et psychologique des jeunes Canadiens. Le taux de réponse relativement faible et le nombre de répondants pour lesquels des données n’ont pas été partagées pourraient avoir eu une incidence sur les résultats de la présente étude^Note 31, bien qu’on ait pondéré les analyses pour tenter de tenir compte de la non-réponse et du non-partage. Enfin, bien que l’AFC pour le modèle à trois facteurs de la présente étude ait reproduit le modèle CCUC mis à l’essai au cours d’études précédentes^Note 11, il est important de mentionner que les modèles CCUC en général comportent des limites^Note 32. Par exemple, les coordonnées factorielles et les corrélations des caractéristiques peuvent être biaisées dans les modèles CCUC, selon l’ampleur des effets de la méthode et leurs corrélations^Note 33.

Conclusion

La présente étude appuie davantage la validité du questionnaire CINSS et l’utilisation de ses sous-échelles de l’autonomie, de la compétence et de l’appartenance sociale comme mesures du bien-être psychologique et social dans la version jeunesse du CISSMP^Note 7. Compte tenu de l’abondance des variables évaluées dans l’ECSEJ de 2019 (p. ex. la toxicomanie, le travail, le bénévolat), il est possible et recommandé d’approfondir l’examen des corrélations et de la répartition de l’autonomie, de la compétence et de l’appartenance sociale. L’inclusion du questionnaire CINSS dans les futures enquêtes sur la santé de la population des jeunes permettrait une surveillance continue du bien-être psychologique et social des jeunes au Canada par l’administration de la santé publique. Cela sera particulièrement important pour comprendre les répercussions plus vastes de la pandémie de COVID-19 sur le bien-être des jeunes au Canada^Note 34, ^Note 35.