L\u2019\u00c9chelle de comp\u00e9tences en formation interprofessionnelle<\/strong> (en anglais, Inter-professional Education Competency Scale<\/em> ou IPEC Scale<\/em>) est un instrument psychom\u00e9trique d’auto-\u00e9valuation con\u00e7u pour mesurer la pr\u00e9paration, les attitudes et les comp\u00e9tences collaboratives des \u00e9tudiants et des professionnels de sant\u00e9 au sein d’environnements cliniques multidisciplinaires. D\u00e9velopp\u00e9 initialement pour r\u00e9pondre aux exigences des cadres contemporains de pratique int\u00e9gr\u00e9e, cet instrument a fait l’objet d’une adaptation transculturelle et d’une validation rigoureuse en langue persane par Davood Rasouli et ses collaborateurs en 2024. Le mod\u00e8le repose sur une structure multidimensionnelle comprenant 42 items<\/strong> r\u00e9partis en quatre domaines cardinaux : (1) Valeurs et \u00e9thique<\/em> (10 items), (2) R\u00f4les et responsabilit\u00e9s<\/em> (9 items), (3) Communication interprofessionnelle<\/em> (11 items), et (4) Soins en \u00e9quipe et travail d’\u00e9quipe<\/em> (12 items). Chaque item est \u00e9valu\u00e9 \u00e0 l’aide d’une \u00e9chelle de Likert en 5 points.<\/p>\n Sur le plan psychom\u00e9trique, l’instrument d\u00e9montre d’excellentes qualit\u00e9s m\u00e9trologiques. La validit\u00e9 de contenu a \u00e9t\u00e9 confirm\u00e9e par un indice de validit\u00e9 de contenu global (I-CVI\/S-CVI) de 0,87 aupr\u00e8s d’un panel d’experts. L’ad\u00e9quation de l’\u00e9chantillonnage pour l’analyse factorielle exploratoire a \u00e9t\u00e9 v\u00e9rifi\u00e9e par un indice de Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) de 0,84, extrayant quatre facteurs expliquant environ 52 % de la variance totale, avec des saturations factorielles sup\u00e9rieures \u00e0 0,70 pour l’ensemble des items. L’analyse factorielle confirmatoire (AFC) a confirm\u00e9 l’ajustement remarquable du mod\u00e8le th\u00e9orique quadridimensionnel aux donn\u00e9es empiriques (CFI = 0,920, GFI = 0,95, NNFI = 0,95, RMSEA = 0,026, $\\chi^2\/\\text{ddl} = 2,38$<\/span>). La validit\u00e9 convergente est \u00e9tay\u00e9e par des variances moyennes extraites (AVE) comprises entre 0,64 et 0,76. La coh\u00e9rence interne globale est robuste, attest\u00e9e par un coefficient alpha de Cronbach de 0,84 et des indices de fiabilit\u00e9 composite (CR) oscillant entre 0,85 et 0,91 selon les sous-\u00e9chelles. L’outil s’impose ainsi comme un dispositif standardis\u00e9 de premier ordre pour l’\u00e9valuation curriculaire en sciences m\u00e9dicales et infirmi\u00e8res.<\/p>\n Formation interprofessionnelle, psychom\u00e9trie, pratique collaborative, \u00e9tudiants en m\u00e9decine, \u00e9tudiants en sciences infirmi\u00e8res, analyse factorielle, \u00e9valuation des comp\u00e9tences, relations interprofessionnelles, s\u00e9curit\u00e9 des soins, travail en \u00e9quipe de sant\u00e9.<\/p>\n Dans les syst\u00e8mes de sant\u00e9 modernes, la complexit\u00e9 croissante des pathologies chroniques et des parcours th\u00e9rapeutiques exige une coordination sans faille entre praticiens issus de disciplines vari\u00e9es (m\u00e9decine, sciences infirmi\u00e8res, pharmacie, r\u00e9habilitation, travail social). Historiquement, les cursus d’enseignement sup\u00e9rieur en sant\u00e9 ont fonctionn\u00e9 en \u00ab silos \u00bb disciplinaires \u00e9tanches, favorisant involontairement des st\u00e9r\u00e9otypes professionnels, des asym\u00e9tries de pouvoir et des lacunes de communication. Selon l’Organisation mondiale de la Sant\u00e9<\/a> (OMS), les d\u00e9faillances de communication et le manque de collaboration interprofessionnelle figurent parmi les causes majeures d’erreurs m\u00e9dicales \u00e9vitables et d’\u00e9v\u00e9nements ind\u00e9sirables graves.<\/p>\n L’objectif premier de l’\u00c9chelle de comp\u00e9tences en formation interprofessionnelle<\/strong> est d’op\u00e9rationnaliser et de quantifier avec rigueur les acquis d’apprentissage et les comp\u00e9tences non techniques (soft skills<\/em>) n\u00e9cessaires \u00e0 la pratique collaborative chez les futurs professionnels de sant\u00e9. Cet outil permet d’\u00e9valuer la maturit\u00e9 collaborative des apprenants avant leur immersion dans les unit\u00e9s de soins cliniques \u00e0 haute criticit\u00e9.<\/p>\n Sur le plan p\u00e9dagogique et de la recherche clinique, l’\u00e9chelle remplit plusieurs fonctions cruciales :<\/p>\n Le construit de comp\u00e9tence collaborative interprofessionnelle<\/em> est appr\u00e9hend\u00e9 comme une entit\u00e9 multidimensionnelle complexe int\u00e9grant des dispositions cognitives (connaissances des syst\u00e8mes de sant\u00e9), affectives (valeurs partag\u00e9es, attitudes d’ouverture, empathie) et comportementales (interactions verbales, n\u00e9gociation, prise de d\u00e9cision partag\u00e9e). L’instrument structure ce m\u00e9ta-construit en quatre sous-\u00e9chelles compl\u00e9mentaires :<\/p>\n Cette dimension \u00e9value l’adh\u00e9sion \u00e0 un socle d\u00e9ontologique centr\u00e9 sur le patient, la reconnaissance de la dignit\u00e9 humaine, le respect absolu de la confidentialit\u00e9 et l’engagement envers l’\u00e9quit\u00e9 des soins. Elle examine \u00e9galement le respect mutuel entre coll\u00e8gues, la sensibilit\u00e9 aux diversit\u00e9s culturelles et la capacit\u00e9 \u00e0 placer les int\u00e9r\u00eats holistiques du patient et de sa famille au-dessus des pr\u00e9rogatives corporatistes. Un score \u00e9lev\u00e9 refl\u00e8te une posture \u00e9thique collaborative o\u00f9 la coll\u00e9gialit\u00e9 et la transparence pr\u00e9valent sur la hi\u00e9rarchie traditionnelle.<\/p>\n Ce domaine mesure la clart\u00e9 avec laquelle un praticien appr\u00e9hende non seulement les limites et pr\u00e9rogatives de son propre champ d’exercice l\u00e9gal et clinique, mais \u00e9galement celles des autres membres de l’\u00e9quipe de soins. Il explore l’aptitude \u00e0 solliciter l’expertise ad\u00e9quate au moment opportun, \u00e0 \u00e9viter les redondances ou les omissions d’actes de soins, et \u00e0 expliciter son propre r\u00f4le aupr\u00e8s des patients et des partenaires de soins de mani\u00e8re fluide et didactique.<\/p>\n Cette composante porte sur les comp\u00e9tences interactionnelles et pragmatiques requises pour un partage d’informations s\u00e9curis\u00e9 et efficient. Elle quantifie la capacit\u00e9 \u00e0 s’exprimer de mani\u00e8re concise et intelligible, \u00e0 proscrire le jargon technique exclusif qui freine la compr\u00e9hension mutuelle, \u00e0 pratiquer une \u00e9coute active, \u00e0 formuler des r\u00e9troactions constructives et \u00e0 aborder les d\u00e9saccords ou tensions interpersonnelles de mani\u00e8re rationnelle, assertive et non conflictuelle.<\/p>\n La derni\u00e8re sous-\u00e9chelle \u00e9value l’application prax\u00e9ologique du travail collectif dans des situations cliniques r\u00e9elles ou simul\u00e9es. Elle englobe le leadership partag\u00e9, la flexibilit\u00e9 cognitive, la coordination lors des transitions de soins, la co-construction de plans d’intervention individualis\u00e9s et l’\u00e9valuation r\u00e9flexive du fonctionnement groupal. Elle mesure l’aptitude \u00e0 s’adapter aux dynamiques collectives pour optimiser la s\u00e9curit\u00e9 et la continuit\u00e9 des soins.<\/p>\n L’\u00e9laboration et la mod\u00e9lisation de l’\u00c9chelle de comp\u00e9tences en formation interprofessionnelle s’enracinent dans un ensemble de cadres th\u00e9oriques majeurs issus de la psychologie de l’\u00e9ducation<\/a>, de la psychologie sociale et des sciences de gestion :<\/p>\n Le mod\u00e8le op\u00e9rationnel s’aligne directement sur les recommandations historiques publi\u00e9es en 2011 et r\u00e9vis\u00e9es par le consortium nord-am\u00e9ricain Interprofessional Education Collaborative<\/em> (IPEC). Ce consortium a d\u00e9fini les quatre domaines fondamentaux de comp\u00e9tences indispensables \u00e0 la pratique collaborative en sant\u00e9, formalisant le passage d’une formation m\u00e9dicale centr\u00e9e sur l’expertise isol\u00e9e \u00e0 un mod\u00e8le d’interd\u00e9pendance professionnelle.<\/p>\n L’\u00e9chelle s’inspire du mod\u00e8le socioconstructiviste de Lev Vygotski<\/a> et de la th\u00e9orie de l’apprentissage situ\u00e9 d\u00e9velopp\u00e9e par Jean Lave et \u00c9tienne Wenger (1991). Dans cette perspective, la comp\u00e9tence n’est pas une simple acquisition d\u00e9clarative individuelle, mais une capacit\u00e9 \u00e9mergente construite au sein de \u00ab communaut\u00e9s de pratique \u00bb. L’interaction entre pairs issus de disciplines diff\u00e9rentes favorise la n\u00e9gociation du sens et l’acculturation mutuelle, brisant les st\u00e9r\u00e9otypes cognitifs ancr\u00e9s.<\/p>\n Sur le versant psychosocial, l’outil s’appuie sur la th\u00e9orie du contact intergroupe formul\u00e9e par Gordon Allport<\/a> (1954). Selon cette th\u00e9orie, le rapprochement physique et collaboratif de groupes distincts sous des conditions pr\u00e9cises (statut d’\u00e9galit\u00e9 dans la situation d’apprentissage, objectifs communs, soutien institutionnel et coop\u00e9ration) permet de r\u00e9duire les pr\u00e9jug\u00e9s et d’engendrer des repr\u00e9sentations positives partag\u00e9es.<\/p>\n Le processus de validation psychom\u00e9trique de la version adapt\u00e9e en langue persane par Rasouli et collaborateurs (2024) s’est conform\u00e9 aux standards m\u00e9thodologiques les plus exigeants :<\/p>\n La validit\u00e9 de contenu qualitative et quantitative a \u00e9t\u00e9 \u00e9valu\u00e9e par un comit\u00e9 d’experts compos\u00e9 de 11 sp\u00e9cialistes en p\u00e9dagogie m\u00e9dicale, \u00e9ducation clinique et psychom\u00e9trie. L’indice de validit\u00e9 de contenu (CVI) calcul\u00e9 sur l’\u00e9chelle globale a atteint 0,87<\/strong>, surpassant largement le seuil d’acceptabilit\u00e9 conventionnel de 0,80 pr\u00e9conis\u00e9 par Lynn (1986). Ce r\u00e9sultat confirme la repr\u00e9sentativit\u00e9, la clart\u00e9 et la pertinence notionnelle des 42 items.<\/p>\n L’analyse factorielle confirmatoire (AFC), mise en \u0153uvre via la mod\u00e9lisation en \u00e9quations structurelles, a corrobor\u00e9 l’ajustement empirique sup\u00e9rieur du mod\u00e8le th\u00e9orique \u00e0 quatre dimensions corr\u00e9l\u00e9es. Les indices statistiques de qualit\u00e9 d’ajustement (Goodness-of-Fit<\/em>) ont affich\u00e9 d’excellents r\u00e9sultats :<\/p>\n La validit\u00e9 convergente de chaque facteur a \u00e9t\u00e9 attest\u00e9e par le calcul de la variance moyenne extraite (AVE, Average Variance Extracted<\/em>). Les valeurs d’AVE pour l’ensemble des sous-\u00e9chelles se sont situ\u00e9es entre 0,64 et 0,76<\/strong>, d\u00e9passant substantiellement le plancher m\u00e9thodologique recommand\u00e9 de 0,50. Cela confirme que plus de la moiti\u00e9 de la variance des indicateurs est expliqu\u00e9e par les construits latents correspondants plut\u00f4t que par l’erreur de mesure.<\/p>\n L’analyse de la fid\u00e9lit\u00e9 de l’instrument a \u00e9t\u00e9 conduite pour garantir la pr\u00e9cision, la stabilit\u00e9 et l’homog\u00e9n\u00e9it\u00e9 des mesures obtenues aupr\u00e8s de l’\u00e9chantillon d’\u00e9tudiants en m\u00e9decine ($n = 136$<\/span>) et en sciences infirmi\u00e8res ($n = 75$<\/span>) :<\/p>\n Le coefficient global d’alpha de Cronbach ($\\alpha$<\/span>)<\/strong> de l’instrument est de 0,84<\/strong>. Cette valeur indique une coh\u00e9rence interne \u00e9lev\u00e9e, situ\u00e9e dans la zone optimale recommand\u00e9e (entre 0,80 et 0,90), garantissant l’homog\u00e9n\u00e9it\u00e9 des items sans redondance excessive.<\/p>\n En compl\u00e9ment de l’alpha de Cronbach, les chercheurs ont calcul\u00e9 la fiabilit\u00e9 composite (CR ou rh\u00f4 de J\u00f6reskog) pour chacune des quatre dimensions latentes, offrant une estimation plus rigoureuse non soumise \u00e0 l’hypoth\u00e8se de tau-\u00e9quivalence :<\/p>\n Les coefficients de fiabilit\u00e9 composite, s’\u00e9chelonnant globalement de 0,85 \u00e0 0,91, confirment que la variance attribuable au construit th\u00e9orique pr\u00e9domine tr\u00e8s largement sur la variance d’erreur al\u00e9atoire.<\/p>\n L’exploration de l’architecture factorielle de l’\u00e9chelle a suivi une d\u00e9marche s\u00e9quentielle combinant approches exploratoire et confirmatoire :<\/p>\n Pr\u00e9alablement \u00e0 l’extraction factorielle, la factorisabilit\u00e9 de la matrice de corr\u00e9lation a \u00e9t\u00e9 valid\u00e9e par un test de Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) atteignant 0,84<\/strong> et un test de sph\u00e9ricit\u00e9 de Bartlett statistiquement significatif ($p < 0,001$<\/span>). L’AFE a permis d’isoler quatre facteurs distincts poss\u00e9dant des valeurs propres (eigenvalues<\/em>) sup\u00e9rieures \u00e0 1, expliquant de mani\u00e8re cumulative 52 % de la variance totale<\/strong> des r\u00e9ponses.<\/p>\n Tous les 42 items ont pr\u00e9sent\u00e9 des saturations factorielles primaires (factor loadings<\/em>) robustes, syst\u00e9matiquement sup\u00e9rieures \u00e0 0,70<\/strong> sur leur facteur assign\u00e9, sans ph\u00e9nom\u00e8nes de saturation crois\u00e9e (cross-loadings<\/em>) probl\u00e9matique. Aucun item n’a donc n\u00e9cessit\u00e9 d’\u00e9lagage lors de cette \u00e9tape.<\/p>\n Une AFC par mod\u00e9lisation d’\u00e9quations structurelles a ensuite \u00e9t\u00e9 conduite pour tester formellement l’ajustement du mod\u00e8le \u00e0 quatre dimensions th\u00e9oriques. L’ad\u00e9quation statistique remarquable des indices (CFI = 0,920 ; RMSEA = 0,026 ; NNFI = 0,95 ; GFI = 0,95) d\u00e9montre que la structure \u00e0 quatre piliers con\u00e7ue \u00e0 l’origine s’applique de fa\u00e7on stable et g\u00e9n\u00e9ralisable au contexte \u00e9ducatif universitaire \u00e9tudi\u00e9.<\/p>\n Allen, M., Macleod, T., Zwicker, B., Chiarot, M., & Critchley, C. (2011). Interprofessional education in chronic non-cancer pain. Journal of Interprofessional Care<\/em>, 25(3), 221\u2013223. https:\/\/doi.org\/10.3109\/13561820.2011.552134<\/a><\/p>\n Amini, B., Bigdeli, S., Shirazi, M., & Mirshahvalad, S. M. (2016). Validity and Reliability of the \u201cReadiness for Interprofessional Learning Scale (RIPLS)\u201d in Iranian Context. Payavard Salamat<\/em>, 10(1), 51\u201358. http:\/\/payavard.tums.ac.ir\/article-1-5961-fa.html<\/a><\/p>\n Amini, S. B., Keshmiri, F., Soltani Arabshahi, K., & Shirazi, M. (2014). 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3. Auteurs \/ Authors<\/h2>\n
\n
4. Objectif \/ Purpose<\/h2>\n
\n
5. Construit psychologique \/ Construct<\/h2>\n
1. Valeurs et \u00e9thique (10 items)<\/h3>\n
2. R\u00f4les et responsabilit\u00e9s (9 items)<\/h3>\n
3. Communication interprofessionnelle (11 items)<\/h3>\n
4. Soins en \u00e9quipe et travail d’\u00e9quipe (12 items)<\/h3>\n
6. Cadre th\u00e9orique \/ Theoretical Framework<\/h2>\n
Le cadre de r\u00e9f\u00e9rence de l’IPEC (Interprofessional Education Collaborative)<\/h3>\n
Le socioconstructivisme et l’apprentissage situ\u00e9<\/h3>\n
La th\u00e9orie du contact intergroupe<\/h3>\n
7. Validit\u00e9 \/ Validity<\/h2>\n
Validit\u00e9 de contenu (Content Validity)<\/h3>\n
Validit\u00e9 de construit (Construct Validity)<\/h3>\n
\n
Validit\u00e9 convergente et discriminante<\/h3>\n
8. Fid\u00e9lit\u00e9 \/ Reliability<\/h2>\n
Coh\u00e9rence interne<\/h3>\n
Fiabilit\u00e9 composite (Composite Reliability)<\/h3>\n
\n
9. Analyse factorielle \/ Factor Analysis<\/h2>\n
Analyse factorielle exploratoire (AFE)<\/h3>\n
Analyse factorielle confirmatoire (AFC)<\/h3>\n
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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12. R\u00e9f\u00e9rences \/ References<\/h2>\n