Le Questionnaire sur les exp\u00e9riences dans les relations proches – Version abr\u00e9g\u00e9e<\/strong> (Experience of Close Relationships Questionnaire Short Version<\/em>, ECR-R-18<\/strong>), d\u00e9velopp\u00e9 par Tinakon Wongpakaran<\/a> et Nahathai Wongpakaran en 2012, constitue une \u00e9chelle psychom\u00e9trique auto-rapport\u00e9e con\u00e7ue pour \u00e9valuer l’attachement amoureux chez l’adulte \u00e0 travers deux dimensions orthogonales fondamentales : l’anxi\u00e9t\u00e9 d’attachement<\/strong> (Attachment Anxiety<\/em>) et l’\u00e9vitement de l’attachement<\/strong> (Attachment Avoidance<\/em>). D\u00e9riv\u00e9 de la version r\u00e9vis\u00e9e \u00e0 36 items de Fraley, Waller et Brennan (2000), cet instrument condense l’\u00e9valuation en 18 items<\/strong> (9 items par sous-\u00e9chelle) afin de minimiser le fardeau cognitif des r\u00e9pondants tout en pr\u00e9servant une robustesse psychom\u00e9trique de premier ordre.<\/p>\n Les participants \u00e9valuent chaque \u00e9nonc\u00e9 sur une \u00e9chelle de Likert<\/a> en 7 points allant de 1 (\u00ab Pas du tout d’accord \u00bb) \u00e0 7 (\u00ab Tout \u00e0 fait d’accord \u00bb). Les analyses psychom\u00e9triques initiales et ult\u00e9rieures d\u00e9montrent d’excellentes qualit\u00e9s de mesure au sein d’\u00e9chantillons tant cliniques (patients psychiatriques ambulatoires et hospitalis\u00e9s) que non cliniques (\u00e9tudiants universitaires et population g\u00e9n\u00e9rale). La coh\u00e9rence interne est \u00e9lev\u00e9e, avec des coefficients alpha de Cronbach<\/a> oscillant g\u00e9n\u00e9ralement entre 0,82 et 0,90 pour la dimension anxi\u00e9t\u00e9 et entre 0,83 et 0,89 pour la dimension \u00e9vitement. Les analyses factorielles confirmatoires corroborent la structure bidimensionnelle canonique, attestant d’une validit\u00e9 de construit solide, d’une invariance de mesure satisfaisante et d’une remarquable validit\u00e9 convergente avec les mesures de d\u00e9pression, d’anxi\u00e9t\u00e9 g\u00e9n\u00e9rale, d’estime de soi et de dysfonctionnement relationnel.<\/p>\n Attachement adulte, ECR-R-18, anxi\u00e9t\u00e9 d’attachement, \u00e9vitement de l’attachement, relations de couple, psychom\u00e9trie, th\u00e9orie de l’attachement, relations amoureuses, analyse factorielle confirmatoire, \u00e9valuation clinique<\/p>\n L’\u00e9chelle ECR-R-18 a \u00e9t\u00e9 d\u00e9velopp\u00e9e et valid\u00e9e par :<\/p>\n Leurs travaux s’appuient directement sur l’\u00e9chelle originale r\u00e9vis\u00e9e (ECR-R) d\u00e9velopp\u00e9e par R. Chris Fraley<\/strong> (Universit\u00e9 de l’Illinois \u00e0 Urbana-Champaign), Niels G. Waller<\/strong> (Universit\u00e9 du Minnesota) et Kelly A. Brennan<\/strong> (1998, 2000).<\/p>\n L’objectif fondamental de l’ECR-R-18<\/strong> est d’offrir une mesure br\u00e8ve, psychom\u00e9triquement fid\u00e8le et cliniquement op\u00e9rationnelle des styles d’attachement amoureux chez l’adulte. Bien que l’instrument de r\u00e9f\u00e9rence Experience of Close Relationships-Revised<\/em> (ECR-R<\/a>) comportant 36 items pr\u00e9sente d’excellentes qualit\u00e9s de mesure gr\u00e2ce \u00e0 la th\u00e9orie des r\u00e9ponses aux items<\/a> (IRT), sa longueur pose des contraintes m\u00e9thodologiques majeures lors d’enqu\u00eates \u00e9pid\u00e9miologiques d’envergure, d’\u00e9tudes longitudinales denses ou d’\u00e9valuations aupr\u00e8s de populations psychiatriques pr\u00e9sentant une fatigabilit\u00e9 accrue, des troubles attentionnels ou une d\u00e9tresse aigu\u00eb.<\/p>\n L’ECR-R-18 r\u00e9pond \u00e0 un double imp\u00e9ratif :<\/p>\n Sur le plan th\u00e9orique, l’outil vise \u00e0 situer pr\u00e9cis\u00e9ment les individus dans un espace bidimensionnel continu plut\u00f4t que de les enfermer dans des cat\u00e9gories typologiques rigides, captant ainsi avec finesse la variance ph\u00e9notypique de l’ins\u00e9curit\u00e9 affective.<\/p>\n L’ECR-R-18 op\u00e9rationnalise l’attachement adulte selon le mod\u00e8le bidimensionnel pr\u00e9conis\u00e9 par Brennan, Clark et Shaver (1998). Ces deux dimensions continues et orthogonales rendent compte de la quasi-totalit\u00e9 de la variance des patterns d’attachement romantiques :<\/p>\n Cette dimension refl\u00e8te le degr\u00e9 auquel un individu craint le rejet, l’abandon, le d\u00e9sengagement ou le manque d’amour de la part de son partenaire. Les personnes pr\u00e9sentant un score \u00e9lev\u00e9 sur cette \u00e9chelle manifestent une hyperactivation du syst\u00e8me d’attachement :<\/p>\n Cette dimension \u00e9value le degr\u00e9 auquel une personne ressent de l’inconfort face \u00e0 la proximit\u00e9 \u00e9motionnelle, \u00e0 la d\u00e9pendance mutuelle et \u00e0 l’intimit\u00e9. Les individus pr\u00e9sentant un score \u00e9lev\u00e9 emploient des strat\u00e9gies de d\u00e9sactivation du syst\u00e8me d’attachement :<\/p>\n Le croisement de ces deux axes continus permet de retrouver les quatre styles d’attachement d\u00e9finis par Bartholomew et Horowitz (1991)<\/a> :<\/p>\n L’architecture conceptuelle de l’ECR-R-18 s’ancre dans la th\u00e9orie de l’attachement<\/a> initialement formul\u00e9e par le psychiatre britannique John Bowlby<\/a> (1969, 1973, 1980) et d\u00e9velopp\u00e9e empiriquement chez l’enfant par Mary Ainsworth<\/a> (1978). Bowlby a postul\u00e9 que les \u00eatres humains poss\u00e8dent un syst\u00e8me comportemental inn\u00e9, s\u00e9lectionn\u00e9 par l’\u00e9volution, destin\u00e9 \u00e0 maintenir la proximit\u00e9 avec des figures protectrices (les figures d’attachement) en situation de menace, de douleur ou d’alarme.<\/p>\n Au fil des interactions r\u00e9p\u00e9t\u00e9es avec les donneurs de soins primaires, l’individu internalise des \u00ab mod\u00e8les internes op\u00e9rants \u00bb (Internal Working Models<\/em>) du soi et d’autrui :<\/p>\n \u00c0 la fin des ann\u00e9es 1980, Cindy Hazan et Phillip Shaver (1987) ont transpos\u00e9 ce cadre th\u00e9orique aux relations amoureuses adultes, sugg\u00e9rant que le partenaire romantique devient la principale figure d’attachement (la \u00ab base de s\u00e9curit\u00e9 \u00bb et le \u00ab havre de paix \u00bb). Cependant, les premi\u00e8res mesures typologiques (cat\u00e9gorielles) souffraient de limites statistiques importantes en classant les individus dans des cases mutuellement exclusives sans nuance de degr\u00e9.<\/p>\n Pour surmonter ces faiblesses, Brennan, Clark et Shaver (1998) ont collig\u00e9 l’ensemble des items d’attachement adulte existants dans la litt\u00e9rature et d\u00e9montr\u00e9 par analyse factorielle que l’ensemble du domaine pouvait \u00eatre r\u00e9duit \u00e0 deux axes dimensionnels continus : l’anxi\u00e9t\u00e9 et l’\u00e9vitement. Plus tard, Fraley, Waller et Brennan (2000) ont affin\u00e9 cette mesure en appliquant la th\u00e9orie de r\u00e9ponse aux items (IRT), cr\u00e9ant l’ECR-R pour optimiser la pr\u00e9cision de mesure sur l’ensemble du continuum latent. Wongpakaran et Wongpakaran (2012) ont poursuivi cet effort d’optimisation psychom\u00e9trique en r\u00e9duisant l’instrument \u00e0 18 items sans d\u00e9grader sa coh\u00e9rence factorielle ni sa fid\u00e9lit\u00e9, permettant une \u00e9valuation dynamique fid\u00e8le aux principes \u00e9thologiques et psychanalytiques de Bowlby.<\/p>\n L’ECR-R-18 a fait l’objet d’\u00e9valuations psychom\u00e9triques rigoureuses portant sur sa structure interne, sa validit\u00e9 de convergence, sa validit\u00e9 discriminante et sa validit\u00e9 de crit\u00e8re :<\/p>\n L’analyse factorielle confirmatoire (AFC) men\u00e9e par Wongpakaran et Wongpakaran (2012) a confirm\u00e9 la sup\u00e9riorit\u00e9 du mod\u00e8le \u00e0 deux facteurs corr\u00e9l\u00e9s ou orthogonaux par rapport aux mod\u00e8les unifactoriels. Les indices d’ajustement respectent les seuils conventionnels stricts tant dans l’\u00e9chantillon d’\u00e9tudiants (non clinique, n = 511) que dans l’\u00e9chantillon psychiatrique (clinique, n = 143) :<\/p>\n La validit\u00e9 convergente de l’ECR-R-18 est attest\u00e9e par des corr\u00e9lations statistiquement significatives et th\u00e9oriquement attendues avec des construits psychologiques connexes :<\/p>\n L’instrument diff\u00e9rencie nettement les populations cliniques des populations saines : les patients psychiatriques affichent des scores moyens significativement plus \u00e9lev\u00e9s sur les deux dimensions d’ins\u00e9curit\u00e9 que les participants non cliniques ($p < 0,001$<\/span>). De plus, la corr\u00e9lation mod\u00e9r\u00e9e observ\u00e9e entre les deux sous-\u00e9chelles d’anxi\u00e9t\u00e9 et d’\u00e9vitement ($r$<\/span> se situant g\u00e9n\u00e9ralement entre $0,15$ et $0,30$) confirme qu’elles mesurent des construits distincts et non redondants.<\/p>\n La fid\u00e9lit\u00e9 de l’ECR-R-18 a \u00e9t\u00e9 largement \u00e9prouv\u00e9e \u00e0 travers des indices de consistance interne et de stabilit\u00e9 temporelle :<\/p>\n Dans l’\u00e9tude princeps de Wongpakaran et Wongpakaran (2012) :<\/p>\n Ces coefficients d\u00e9passent largement le seuil psychom\u00e9trique recommand\u00e9 de 0,70 pour la recherche et atteignent le niveau de 0,85 \u00e0 0,90 requis pour l’\u00e9valuation diagnostique individuelle. Les analyses du coefficient om\u00e9ga de McDonald ($\\omega$<\/span>), lorsqu’elles sont calcul\u00e9es, corroborent ces niveaux de consistance composite \u00e9lev\u00e9e sans inflation artificielle.<\/p>\n Les \u00e9valuations de la stabilit\u00e9 temporelle sur des intervalles de 2 \u00e0 4 semaines d\u00e9montrent des coefficients de corr\u00e9lation intra-classe (CCI) et de Pearson robustes, g\u00e9n\u00e9ralement compris entre $r = 0,78$<\/span> et $r = 0,85$<\/span> pour l’anxi\u00e9t\u00e9, et entre $r = 0,80$<\/span> et $r = 0,86$<\/span> pour l’\u00e9vitement. Ces r\u00e9sultats confirment que l’ECR-R-18 capte des traits dispositionnels et des repr\u00e9sentations relationnelles stables plut\u00f4t que de simples fluctuations d’humeur transitoires.<\/p>\n La d\u00e9rivation des 18 items \u00e0 partir des 36 items de l’ECR-R original a suivi une d\u00e9marche psychom\u00e9trique rigoureuse combinant analyse factorielle exploratoire (AFE) et analyse factorielle confirmatoire (AFC) :<\/p>\n Dans la phase initiale de r\u00e9duction des items, une analyse en composantes principales avec rotation oblique (Promax ou Oblimin) a mis en \u00e9vidence une solution claire \u00e0 deux facteurs expliquant une part substantielle de la variance totale :<\/p>\n Le mod\u00e8le bidimensionnel sp\u00e9cifi\u00e9 a \u00e9t\u00e9 test\u00e9 face \u00e0 des mod\u00e8les rivaux (notamment un mod\u00e8le unidimensionnel d’ins\u00e9curit\u00e9 g\u00e9n\u00e9rale). Les r\u00e9sultats indiquent que le mod\u00e8le \u00e0 deux facteurs pr\u00e9sente une ad\u00e9quation aux donn\u00e9es tr\u00e8s satisfaisante :<\/p>\n Tous les items poss\u00e8dent des poids factoriels standardis\u00e9s ($lambda$<\/span>) statistiquement significatifs ($p < 0,001$<\/span>) sup\u00e9rieurs \u00e0 0,50, confirmant que chaque \u00e9nonc\u00e9 constitue un indicateur fiable de sa variable latente respective.<\/p>\n Les r\u00e9f\u00e9rences ci-dessous constituent le socle m\u00e9thodologique et th\u00e9orique du questionnaire ECR-R-18 :<\/p>\n2. Mots-cl\u00e9s \/ Keywords<\/h2>\n
3. Auteurs \/ Authors<\/h2>\n
\n
4. Objectif \/ Purpose<\/h2>\n
\n
5. Construit psychologique \/ Construct<\/h2>\n
1. L’anxi\u00e9t\u00e9 d’attachement (Attachment Anxiety)<\/h3>\n
\n
2. L’\u00e9vitement de l’attachement (Attachment Avoidance)<\/h3>\n
\n
\n
6. Cadre th\u00e9orique \/ Theoretical Framework<\/h2>\n
\n
7. Validit\u00e9 \/ Validity<\/h2>\n
Validit\u00e9 de construit et structurelle<\/h3>\n
\n
Validit\u00e9 convergente<\/h3>\n
\n
Validit\u00e9 discriminante et de crit\u00e8re<\/h3>\n
8. Fid\u00e9lit\u00e9 \/ Reliability<\/h2>\n
Coh\u00e9rence interne (Internal Consistency)<\/h3>\n
\n
\n
\n
Fid\u00e9lit\u00e9 test-retest (Stabilit\u00e9 temporelle)<\/h3>\n
9. Analyse factorielle \/ Factor Analysis<\/h2>\n
Analyse factorielle exploratoire (AFE)<\/h3>\n
\n
Analyse factorielle confirmatoire (AFC)<\/h3>\n
\n
10. Instrument de mesure \/ Instrument<\/h2>\n
\n
\n
\n
\n
Score d’anxi\u00e9t\u00e9<\/em> = Somme (ou moyenne) des items 2, 4, 6, 8, 10, 12, 14, 16, 18.<\/li>\n
\n
Inversion des items :<\/strong> Les items 3, 5, 7, 9, 11, 13, 15 et 17 sont formul\u00e9s positivement et doivent \u00eatre invers\u00e9s avant le calcul du score (nouveau score = 8 – score brut). L’item 1 est cot\u00e9 directement.
\n
Score d’\u00e9vitement<\/em> = Somme (ou moyenne) des items 1, [3_inv], [5_inv], [7_inv], [9_inv], [11_inv], [13_inv], [15_inv], [17_inv].<\/li>\n<\/ul>\n<\/li>\n11. Permissions, Tarifs et Ann\u00e9e du test \/ Permissions & Fee and Test Year<\/h2>\n
\n
12. R\u00e9f\u00e9rences \/ References<\/h2>\n
\n
13. Questions et items du questionnaire (Scale Items)<\/h2>\n