L’\u00e9chelle des attentes d’auto-efficacit\u00e9 des enseignants face au harc\u00e8lement scolaire (Mobbingbezogene Selbstwirksamkeitserwartung von Lehrkr\u00e4ften<\/em>, abr\u00e9g\u00e9e MOB-SWK<\/strong>) est un instrument psychom\u00e9trique unidimensionnel standardis\u00e9 con\u00e7u pour \u00e9valuer la croyance subjective des enseignants en leur capacit\u00e9 \u00e0 identifier, g\u00e9rer et r\u00e9soudre efficacement les situations de harc\u00e8lement (mobbing<\/em> ou intimidation scolaire) entre \u00e9l\u00e8ves. D\u00e9velopp\u00e9e dans le cadre d’un projet de recherche d’envergure financ\u00e9 par la Fondation allemande pour la recherche (Deutsche Forschungsgemeinschaft, DFG<\/a>) intitul\u00e9 \u00ab Lehrerhandeln bei Gewalt und Mobbing<\/em> \u00bb (L’action des enseignants face \u00e0 la violence et au harc\u00e8lement), cette \u00e9chelle comprend 5 items formul\u00e9s de mani\u00e8re positive et \u00e9valu\u00e9s sur une \u00e9chelle de Likert en 4 points (allant de 1 = \u00ab stimmt gar nicht \u00bb \/ \u00ab pas du tout vrai \u00bb \u00e0 4 = \u00ab stimmt genau \u00bb \/ \u00ab tout \u00e0 fait vrai \u00bb).<\/p>\n La validation empirique de l’instrument repose sur deux \u00e9chantillons distincts et rigoureusement document\u00e9s : un premier \u00e9chantillon de 495 enseignants en exercice issus de 24 \u00e9tablissements scolaires g\u00e9n\u00e9raux et sp\u00e9cialis\u00e9s de Saxe, et un second \u00e9chantillon de 477 \u00e9tudiants en formation initiale des ma\u00eetres (enseignants stagiaires). Les analyses factorielles exploratoires (AFE avec analyse parall\u00e8le de Horn) et confirmatoires (AFC) d\u00e9montrent une structure unidimensionnelle stable, expliquant 48 % de la variance totale des items au sein des deux groupes. Du fait de la nature tau-cong\u00e9n\u00e9rique du mod\u00e8le de mesure (saturations factorielles non contraintes variant de .51 \u00e0 .79 chez les enseignants en exercice), la fid\u00e9lit\u00e9 a \u00e9t\u00e9 \u00e9valu\u00e9e par le coefficient rho de Raykov (ρ = .82 dans les deux cohortes), attestant d’une excellente consistance interne.<\/p>\n Sur le plan de la validit\u00e9, la MOB-SWK pr\u00e9sente une validit\u00e9 de contenu adoss\u00e9e aux mod\u00e8les sociocognitifs de l’auto-efficacit\u00e9<\/a> et aux taxonomies de l’intervention p\u00e9dagogique, une validit\u00e9 convergente substantielle avec l’\u00e9chelle g\u00e9n\u00e9rale d’auto-efficacit\u00e9 des enseignants (r<\/em> = .50 et r<\/em> = .47, p<\/em> < .001), ainsi qu’une validit\u00e9 de crit\u00e8re externe pr\u00e9disant significativement l’atteinte des objectifs d’intervention \u00e0 court et long termes lors d’incidents r\u00e9els. L’instrument s’av\u00e8re particuli\u00e8rement \u00e9conome, robuste et pertinent pour la recherche \u00e9ducationnelle, l’\u00e9valuation institutionnelle et les programmes de formation continue.<\/p>\n Auto-efficacit\u00e9 des enseignants, harc\u00e8lement scolaire, intimidation entre pairs, intervention p\u00e9dagogique, psychom\u00e9trie, climat scolaire, violence scolaire, \u00e9chelle MOB-SWK, formation des enseignants, mod\u00e8le tau-cong\u00e9n\u00e9rique, rho de Raykov, psychologie de l’\u00e9ducation.<\/p>\n L’\u00e9chelle MOB-SWK a \u00e9t\u00e9 con\u00e7ue et valid\u00e9e par une \u00e9quipe de chercheurs en sciences de l’\u00e9ducation et en psychologie scolaire dans le cadre des projets de recherche SCHU 1370\/2-1 et BI 1046\/6-1 soutenus par la DFG, coordonn\u00e9s entre l’Universit\u00e9 de Potsdam et l’Universit\u00e9 technique de Brandebourg Cottbus-Senftenberg :<\/p>\n Le harc\u00e8lement entre pairs constitue l’une des probl\u00e9matiques psychosociales les plus d\u00e9vastatrices au sein des syst\u00e8mes \u00e9ducatifs contemporains. Bien que la litt\u00e9rature scientifique ait abondamment document\u00e9 les r\u00e9percussions somatiques, anxio-d\u00e9pressives et scolaires subies par les cibles de harc\u00e8lement, la r\u00e9ponse comportementale des professionnels de l’\u00e9ducation demeure h\u00e9t\u00e9rog\u00e8ne. L’objectif fondamental de l’\u00e9chelle MOB-SWK est de fournir une mesure psychom\u00e9trique br\u00e8ve, psychom\u00e9triquement rigoureuse et standardis\u00e9e des attentes d’auto-efficacit\u00e9 sp\u00e9cifiquement orient\u00e9es vers la gestion des situations de harc\u00e8lement scolaire par le corps enseignant.<\/p>\n D’un point de vue th\u00e9orique et op\u00e9rationnel, l’instrument ne se contente pas d’appr\u00e9hender un sentiment g\u00e9n\u00e9ral de comp\u00e9tence professionnelle ; il cible pr\u00e9cis\u00e9ment les repr\u00e9sentations subjectives que les enseignants entretiennent quant \u00e0 leur capacit\u00e9 d’action face \u00e0 une forme de violence asym\u00e9trique, r\u00e9p\u00e9t\u00e9e et destructrice. La justification de cet instrument repose sur le constat empirique selon lequel la simple d\u00e9tention de connaissances d\u00e9claratives sur le harc\u00e8lement scolaire ne garantit aucunement le passage \u00e0 l’acte interventionnel. Comme le d\u00e9montrent de nombreuses \u00e9tudes internationales en psychologie \u00e9ducationnelle, l’intervention r\u00e9solutive d’un enseignant face \u00e0 des conduites d’intimidation d\u00e9pend intrins\u00e8quement de son sentiment d’efficacit\u00e9 personnelle. Si un professionnel estime que ses actions seront infructueuses ou susceptibles d’aggraver les repr\u00e9sailles, il aura tendance \u00e0 adopter des conduites d’\u00e9vitement, de temporisation ou de minimisation.<\/p>\n Les applications de l’\u00e9chelle MOB-SWK s’\u00e9tendent sur plusieurs niveaux d’analyse clinique, organisationnelle et scientifique :<\/p>\n Le construit op\u00e9rationnalis\u00e9 par l’\u00e9chelle MOB-SWK est l’attente d’auto-efficacit\u00e9 li\u00e9e au harc\u00e8lement<\/strong> (mobbingbezogene Selbstwirksamkeitserwartung<\/em>). Il est ancr\u00e9 conceptuellement dans la th\u00e9orie sociocognitive d’Albert Bandura<\/a>, qui postule que l’auto-efficacit\u00e9 est un jugement cognitif port\u00e9 sur sa propre capacit\u00e9 \u00e0 organiser et ex\u00e9cuter les s\u00e9quences d’actions n\u00e9cessaires pour atteindre des niveaux de performance donn\u00e9s dans des situations sp\u00e9cifiques, complexes et charg\u00e9es d’adversit\u00e9.<\/p>\n Dans le domaine scolaire, le harc\u00e8lement entre \u00e9l\u00e8ves (bullying<\/em> \/ mobbing<\/em>) se distingue de la violence ponctuelle ou des conflits interindividuels par trois crit\u00e8res cardinaux \u00e9tablis par Dan Olweus :<\/p>\n Face \u00e0 ce ph\u00e9nom\u00e8ne dynamique et groupal, l’auto-efficacit\u00e9 de l’enseignant ne constitue pas un trait de personnalit\u00e9 monolithique, mais un construit multidimensionnel int\u00e9gr\u00e9 dans une structure factorielle de premier ordre. Le mod\u00e8le de comp\u00e9tence d’intervention \u00e9labor\u00e9 par Bilz, Schubarth et Ulbricht (2015, 2017) postule que la gestion efficace du harc\u00e8lement exige la ma\u00eetrise coordonn\u00e9e de plusieurs phases comportementales et d\u00e9cisionnelles. Les cinq items de la MOB-SWK articulent minutieusement ces composantes fonctionnelles :<\/p>\n L’\u00e9chelle MOB-SWK regroupe ces diverses facettes au sein d’un score composite unique, offrant ainsi un indice synth\u00e9tique de l’agentivit\u00e9 de l’enseignant face aux d\u00e9fis du harc\u00e8lement en milieu scolaire.<\/p>\n L’assise conceptuelle de la MOB-SWK se situe au confluent de trois courants th\u00e9oriques majeurs : la th\u00e9orie sociocognitive<\/strong> d’Albert Bandura, le mod\u00e8le des comp\u00e9tences professionnelles des enseignants<\/strong> (Baumert & Kunter, 2006) et l’approche socio-\u00e9cologique du harc\u00e8lement scolaire<\/strong> (Olweus, 2006 ; Salmivalli, 2010).<\/p>\n Selon Bandura (1997, 2001), les croyances d’auto-efficacit\u00e9 constituent le r\u00e9gulateur central de la motivation humaine, des \u00e9tats affectifs et des choix comportementaux. Dans le paradigme du d\u00e9terminisme r\u00e9ciproque triadique, les croyances d’un enseignant influencent directement son environnement (la dynamique de classe) et ses comportements professionnels (l’intervention). Bandura a constamment insist\u00e9 sur le fait que l’auto-efficacit\u00e9 ne doit pas \u00eatre mesur\u00e9e comme un trait global ou d\u00e9contextualis\u00e9 (\u00ab l’estime de soi g\u00e9n\u00e9rale \u00bb), mais doit \u00eatre rigoureusement adapt\u00e9e aux exigences de domaines sp\u00e9cifiques de fonctionnement. Si Schwarzer et Schmitz (1999) ont d\u00e9velopp\u00e9 des instruments de mesure de l’auto-efficacit\u00e9 g\u00e9n\u00e9rale des enseignants, Bilz et ses collaborateurs soulignent que la confrontation au harc\u00e8lement scolaire repr\u00e9sente un d\u00e9fi critique qui d\u00e9passe largement la gestion quotidienne de classe ou la transmission didactique. Le harc\u00e8lement mobilise des affects puissants (peur, honte, loyaut\u00e9 clanique), engage la responsabilit\u00e9 juridique de l’institution et d\u00e9fie l’autorit\u00e9 de l’adulte. D\u00e8s lors, une m\u00e9trique sp\u00e9cifique au domaine (domain-specific self-efficacy<\/em>) s’av\u00e8re indispensable pour obtenir une validit\u00e9 incr\u00e9mentielle et une puissance pr\u00e9dictive satisfaisante.<\/p>\n S’inspirant des travaux fondateurs de Baumert et Kunter (2006) sur la comp\u00e9tence professionnelle des enseignants (qui articulent savoirs formels, croyances, motivations et autor\u00e9gulation), Bilz, Schubarth et Ulbricht (2015, 2017) ont formul\u00e9 un mod\u00e8le th\u00e9orique sp\u00e9cifique de l’intervention face au harc\u00e8lement. Dans ce cadre :<\/p>\n Enfin, le cadre th\u00e9orique int\u00e8gre la perspective socio-\u00e9cologique du harc\u00e8lement d\u00e9fendue par Christina Salmivalli (Saarento et al., 2014). Le harc\u00e8lement est un ph\u00e9nom\u00e8ne de groupe o\u00f9 les \u00e9l\u00e8ves endossent des r\u00f4les bien d\u00e9finis (agresseurs, victimes, assistants, renfor\u00e7ateurs, spectateurs passifs, d\u00e9fenseurs). Les enseignants constituent les figures d’autorit\u00e9 primaire r\u00e9gulant les normes du groupe. L’action de l’enseignant \u00e9met un signal normatif puissant : une intervention r\u00e9solue et experte d\u00e9l\u00e9gitime imm\u00e9diatement l’agression, tandis que la non-intervention est interpr\u00e9t\u00e9e par les agresseurs comme une approbation tacite. L’\u00e9chelle MOB-SWK op\u00e9rationnalise la capacit\u00e9 de l’enseignant \u00e0 modifier cette dynamique syst\u00e9mique.<\/p>\n Les propri\u00e9t\u00e9s m\u00e9trologiques de la MOB-SWK ont \u00e9t\u00e9 examin\u00e9es de fa\u00e7on approfondie \u00e0 travers de multiples formes de validit\u00e9, document\u00e9es dans les travaux de Bilz et Kunze (2017), Bilz et al. (2017) et Ulbricht (2017).<\/p>\n La validit\u00e9 de contenu a \u00e9t\u00e9 garantie par une d\u00e9marche de conception rigoureuse en plusieurs \u00e9tapes. \u00c0 la suite d’une recension exhaustive des outils existants mesurant l’auto-efficacit\u00e9 p\u00e9dagogique, un groupe de travail d’experts regroupant des sp\u00e9cialistes de la formation des ma\u00eetres et des chercheurs renomm\u00e9s de la violence en milieu scolaire a \u00e9labor\u00e9 les items \u00e0 l’Universit\u00e9 de Potsdam. Les \u00e9nonc\u00e9s ont \u00e9t\u00e9 rigoureusement calqu\u00e9s sur les d\u00e9finitions conceptuelles du harc\u00e8lement d’Olweus et formul\u00e9s pour couvrir les composantes fonctionnelles de l’intervention (perception, d\u00e9clenchement de l’action, r\u00e9gulation proc\u00e9durale, arr\u00eat de la crise, r\u00e9solution p\u00e9renne). Avant la passation des items, une d\u00e9finition op\u00e9rationnelle explicite du harc\u00e8lement est pr\u00e9sent\u00e9e aux participants afin d’\u00e9viter tout biais s\u00e9mantique assimilant le harc\u00e8lement \u00e0 une simple bagarre sym\u00e9trique entre deux \u00e9l\u00e8ves.<\/p>\n La validit\u00e9 convergente a \u00e9t\u00e9 \u00e9tablie en confrontant la MOB-SWK \u00e0 l’\u00e9chelle d’auto-efficacit\u00e9 g\u00e9n\u00e9rale des enseignants de Schwarzer et Schmitz (1999), compos\u00e9e de 9 items. \u00c9tant donn\u00e9 que l’auto-efficacit\u00e9 li\u00e9e au harc\u00e8lement est une sp\u00e9cification contextuelle de l’auto-efficacit\u00e9 g\u00e9n\u00e9rale, les auteurs ont formul\u00e9 l’hypoth\u00e8se de corr\u00e9lations positives mod\u00e9r\u00e9es \u00e0 fortes (d\u00e9montrant un socle conceptuel partag\u00e9 tout en \u00e9vitant la redondance psychom\u00e9trique). Les r\u00e9sultats empiriques confirment parfaitement ces postulats th\u00e9oriques :<\/p>\n Ces coefficients d\u00e9montrent que si l’auto-efficacit\u00e9 g\u00e9n\u00e9rale explique entre 22 % et 25 % de la variance de la MOB-SWK, 75 % \u00e0 78 % de la variance demeure propre aux sp\u00e9cificit\u00e9s de la gestion du harc\u00e8lement, confirmant ainsi la validit\u00e9 incr\u00e9mentielle de l’instrument.<\/p>\n La validit\u00e9 externe a \u00e9t\u00e9 mise \u00e0 l’\u00e9preuve par Bilz et Kunze (2017) \u00e0 partir de situations r\u00e9elles de harc\u00e8lement v\u00e9cues et rapport\u00e9es r\u00e9trospectivement par les enseignants. Les analyses d\u00e9montrent des associations comportementales hautement significatives :<\/p>\n L’\u00e9chelle discrimine de fa\u00e7on coh\u00e9rente diff\u00e9rentes sous-populations professionnelles (voir Tableau 4 de l’\u00e9tude princeps) :<\/p>\n L’\u00e9valuation de la fid\u00e9lit\u00e9 de l’\u00e9chelle MOB-SWK a \u00e9t\u00e9 men\u00e9e selon les standards les plus exigeants de la m\u00e9trologie contemporaine, en tenant compte de la structure factorielle sous-jacente.<\/p>\n Les matrices de corr\u00e9lation inter-items mettent en \u00e9vidence des liaisons lin\u00e9aires positives, \u00e9quilibr\u00e9es et significatives, comprises entre .35 et .65 au sein de l’\u00e9chantillon des enseignants en exercice, et entre .31 et .70 dans l’\u00e9chantillon des enseignants stagiaires. Ces grandeurs t\u00e9moignent d’une bonne interd\u00e9pendance fonctionnelle des \u00e9nonc\u00e9s sans redondance s\u00e9mantique excessive.<\/p>\n L’alpha de Cronbach (α) repose sur l’hypoth\u00e8se stricte d’un mod\u00e8le de mesure essentiellement tau-\u00e9quivalent, exigeant que tous les items poss\u00e8dent des saturations factorielles strictement identiques sur le facteur latent (λ1<\/sub> = λ2<\/sub> = … = λk<\/em><\/sub>). L’analyse factorielle confirmatoire ayant formellement rejet\u00e9 la tau-\u00e9quivalence au profit d’un mod\u00e8le tau-cong\u00e9n\u00e9rique<\/strong> (o\u00f9 chaque item pr\u00e9sente un poids factoriel libre et des variances d’erreur distinctes), l’usage de l’alpha de Cronbach aurait conduit \u00e0 une sous-estimation syst\u00e9matique de la fid\u00e9lit\u00e9 composite.<\/p>\n Par cons\u00e9quent, les auteurs ont calcul\u00e9 le coefficient de fid\u00e9lit\u00e9 composite rho de Raykov<\/strong> (ρRaykov<\/sub>, 1997 ; \u00e9quivalent conceptuel de l’om\u00e9ga de McDonald ω), dont la formule math\u00e9matique s’exprime comme suit :<\/p>\n \n ρ = (∑ λi<\/em><\/sub>)2<\/sup> \/ [ (∑ λi<\/em><\/sub>)2<\/sup> + ∑ θii<\/em><\/sub> ]\n<\/p>\n o\u00f9 λi<\/em><\/sub> repr\u00e9sente la saturation factorielle standardis\u00e9e de l’item i<\/em> et θii<\/em><\/sub> sa variance d’erreur r\u00e9siduelle. Dans les deux \u00e9chantillons ind\u00e9pendants, la fid\u00e9lit\u00e9 composite atteint une valeur remarquable :<\/p>\n Une fid\u00e9lit\u00e9 de .82 pour une \u00e9chelle br\u00e8ve de seulement 5 items indique une consistance interne optimale, amplement suffisante pour la recherche fondamentale et tr\u00e8s satisfaisante pour des diagnostics exploratoires en milieu scolaire.<\/p>\n Les coefficients de corr\u00e9lation item-total corrig\u00e9s (calcul\u00e9s en excluant l’item \u00e9valu\u00e9 du score global) attestent d’une remarquable puissance discriminative de chaque \u00e9nonc\u00e9 :<\/p>\n Tous les items se situent largement au-dessus du seuil psychom\u00e9trique conventionnel de .30 ou .40, confirmant que chaque \u00e9nonc\u00e9 contribue de fa\u00e7on substantielle et harmonieuse \u00e0 la variance du score global.<\/p>\n La dimensionnalit\u00e9 de la MOB-SWK a \u00e9t\u00e9 examin\u00e9e par une m\u00e9thodologie combinant des proc\u00e9dures exploratoires (AFE) et confirmatoires (AFC) sur les donn\u00e9es issues des deux \u00e9chantillons.<\/p>\n L’\u00e9valuation des pr\u00e9requis \u00e0 la factorisation a r\u00e9v\u00e9l\u00e9 d’excellents indices de Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) : .81<\/strong> pour les enseignants en poste et .79<\/strong> pour les enseignants stagiaires, confirmant une intercorr\u00e9lation suffisante des donn\u00e9es (B\u00fchner, 2006). L’analyse parall\u00e8le de Horn (1965), fond\u00e9e sur la comparaison des valeurs propres empiriques avec celles g\u00e9n\u00e9r\u00e9es al\u00e9atoirement \u00e0 partir de 1 000 matrices de donn\u00e9es simul\u00e9es, a indiscutablement conclu \u00e0 l’extraction d’un facteur latent unique :<\/p>\n L’analyse en axes principaux (Principal Axis Factoring<\/em>, PAF) r\u00e9v\u00e8le que ce facteur unique explique 48 % de la variance totale<\/strong> des items dans chacun des deux \u00e9chantillons. Les saturations factorielles standardis\u00e9es issues de l’AFE s’av\u00e8rent solides et homog\u00e8nes :<\/p>\n Selon les crit\u00e8res m\u00e9thodologiques de Costello et Osborne (2005), un facteur d\u00e9fini par cinq items affichant des saturations sup\u00e9rieures ou \u00e9gales \u00e0 .50 est consid\u00e9r\u00e9 comme hautement stable et robuste. Cette condition est parfaitement remplie dans l’\u00e9chantillon des praticiens et tr\u00e8s largement approch\u00e9e dans l’\u00e9chantillon des \u00e9tudiants (l’item 1 se situant \u00e0 .46).<\/p>\n Des analyses factorielles confirmatoires avec estimation par le maximum de vraisemblance (ML) ont \u00e9t\u00e9 ex\u00e9cut\u00e9es afin de comparer deux structures de mesure :<\/p>\n Bien que les valeurs du RMSEA exc\u00e8dent le seuil conventionnel de .08, cette divergence est un ph\u00e9nom\u00e8ne technique largement document\u00e9 en mod\u00e9lisation par \u00e9quations structurelles lorsque le nombre de degr\u00e9s de libert\u00e9 est tr\u00e8s faible (dl<\/em> = 5 dans un mod\u00e8le \u00e0 5 items ; voir Kenny, Kaniskan, & McCoach, 2015). Le RMSEA a une tendance math\u00e9matique connue \u00e0 surestimer le manque d’ajustement dans les micro-mod\u00e8les ayant peu de variables observ\u00e9es. Les excellentes valeurs du CFI (≥ .95) et du SRMR (≤ .04) confirment sans ambigu\u00eft\u00e9 l’unidimensionnalit\u00e9 et la validit\u00e9 structurelle de la MOB-SWK.<\/p>\n L’\u00e9chelle MOB-SWK est con\u00e7ue pour une passation rapide sous format d’auto-\u00e9valuation papier-crayon ou informatis\u00e9e. Ses caract\u00e9ristiques op\u00e9rationnelles sont structur\u00e9es comme suit :<\/p>\n Score MOB-SWK = (Item 1 + Item 2 + Item 3 + Item 4 + Item 5) \/ 5<\/p>\n<\/li>\n L’\u00e9chelle MOB-SWK a \u00e9t\u00e9 d\u00e9velopp\u00e9e et publi\u00e9e initialement en 2017<\/strong> dans le cadre de projets de recherche universitaires financ\u00e9s par des fonds publics (Deutsche Forschungsgemeinschaft, DFG<\/a>).<\/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
\n
\n
6. Cadre th\u00e9orique \/ Theoretical Framework<\/h2>\n
La Th\u00e9orie Sociocognitive et les Croyances d’Auto-Efficacit\u00e9<\/h3>\n
Le Mod\u00e8le de Comp\u00e9tence de l’Action Enseignante face \u00e0 la Violence<\/h3>\n
\n
L’\u00c9cologie Sociale de l’Intervention face au Harc\u00e8lement<\/h3>\n
7. Validit\u00e9 \/ Validity<\/h2>\n
Validit\u00e9 de Contenu<\/h3>\n
Validit\u00e9 Convergente<\/h3>\n
\n
Validit\u00e9 Externe et de Crit\u00e8re<\/h3>\n
\n
Diff\u00e9rences Intergroupes et Sensibilit\u00e9 aux Variables Professionnelles<\/h3>\n
\n
8. Fid\u00e9lit\u00e9 \/ Reliability<\/h2>\n
Intercorr\u00e9lations des Items et Homog\u00e9n\u00e9it\u00e9<\/h3>\n
Rejet de l’Alpha de Cronbach au profit du Rho de Raykov<\/h3>\n
\n
Indices de Discrimination des Items (Trennsch\u00e4rfe)<\/h3>\n
\n
9. Analyse factorielle \/ Factor Analysis<\/h2>\n
Ad\u00e9quation de l’\u00c9chantillonnage et AFE<\/h3>\n
\n
\n\n
\n Item<\/th>\n Saturations – \u00c9chantillon 1 (Enseignants, n<\/em> = 495)<\/th>\n Saturations – \u00c9chantillon 2 (\u00c9tudiants, n<\/em> = 477)<\/th>\n<\/tr>\n<\/thead>\n\n \n Item 1 (Perception pr\u00e9coce)<\/td>\n .51<\/td>\n .46<\/td>\n<\/tr>\n \n Item 2 (Intervention autonome)<\/td>\n .74<\/td>\n .77<\/td>\n<\/tr>\n \n Item 3 (Stopper le harc\u00e8lement)<\/td>\n .79<\/td>\n .82<\/td>\n<\/tr>\n \n Item 4 (Trouver une solution)<\/td>\n .76<\/td>\n .71<\/td>\n<\/tr>\n \n Item 5 (Savoir se comporter)<\/td>\n .63<\/td>\n .66<\/td>\n<\/tr>\n<\/tbody>\n<\/table>\n Mod\u00e9lisation par \u00c9quations Structurelles (AFC)<\/h3>\n
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10. Instrument de mesure \/ Instrument<\/h2>\n
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11. Permissions, Tarifs et Ann\u00e9e du test \/ Permissions & Fee and Test Year<\/h2>\n
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