Rouxel, G., Briec, J., Juhel, J., & Le Maner-Idrissi, G. (2013). Analyse de la structure factorielle...

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Revue européenne de psychologie appliquée 63 (2013) 173–183

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Article original

Analyse de la structure factorielle du questionnaire de tempérament EAS (versionparents) auprès de deux échantillons d’enfants âgés de deux à cinq ans et de six àneuf ans

Factor structure of the EAS temperament survey (parental ratings) in two samples of childrenaged from 2 to 5 years and from 6 to 9 years

G. Rouxela,∗, J. Briecb, J. Juhela, G. Le Maner-Idrissib

a CRPCC (EA 1285), laboratoire de psychologie expérimentale, université Rennes-2, place du Recteur-Henri-Le-Moal, 35043 Rennes cedex, Franceb CRPCC (EA 1285), laboratoire de psychologie du développement et de l’éducation, université Rennes-2, place du Recteur-Henri-Le-Moal, 35043 Rennes cedex, France

i n f o a r t i c l e

Historique de l’article :Rec u le 5 juillet 2011Recu sous la forme réviséele 21 janvier 2013Accepté le 4 fevrier 2013

Mots clés :TempéramentEnfantQuestionnairePropriétés psychométriquesAnalyse factorielle confirmatoiremulti-groupes

r é s u m é

Introduction. – Le questionnaire EAS (Buss & Plomin, 1984) permet la mesure de quatre dimensionshéritables et relativement stables du tempérament : Activité, Émotivité, Sociabilité et Timidité.Objectif. – Une traduction franc aise de cet outil a fait l’objet d’une étude de validation chez des enfantsâgés de six à 12 ans (Gasman et al., 2002), notre objectif est d’étendre le processus de validation à ungroupe d’enfants plus jeunes.Méthode. – Le tempérament de 350 enfants âgés entre deux et cinq ans et de 290 enfants âgés entre sixet neuf ans a été évalué à l’aide de deux questionnaires : l’EAS et le DOTS-R (versions parent).Résultats. – Des analyses factorielles confirmatoires multi-groupes ont permis de vérifier l’invariance demesure et l’invariance structurale de l’EAS (modèle en quatre facteurs) sur les deux échantillons et ontmontré que les scores d’échelles constituent de bonnes approximations des scores factoriels. Par ailleurs,si nous n’avons pas observé de différences significatives liées au sexe dans les scores de tempérament,les enfants les plus âgés sont en moyenne moins actifs et plus émotifs que les enfants les plus jeunes.Enfin, la cohérence interne et la validité concordante de chaque échelle se sont révélées satisfaisantes.Conclusion. – L’EAS (version parent) peut donc être utilisé dès l’âge de deux ans, facilitant ainsi l’étude dudéveloppement du tempérament dans l’enfance.

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Keywords:TemperamentChildQuestionnairePsychometric propertiesMultiple group confirmatory factor analysis

a b s t r a c t

Introduction. – The EAS temperament survey (Buss & Plomin, 1984) allows the measurement of fourheritable and relatively stable dimensions of temperament, that is, Activity, Emotionality, Sociability andShyness.Objective. – A French translation of this tool has been validated with children aged from 6 to 12 years(Gasman et al., 2002), our goal is to extend the validation process to a group of younger children.Method. – The temperament of 350 children aged from 2 to 5 years and of 290 children aged from 6 and9 years was assessed by the EAS and DOTS-R questionnaires (parental ratings).Results. – Multi-group confirmatory factor analysis allowed to confirm the measurement invariance andthe structural invariance of the EAS (four-factor model) on both samples and showed that the scale scoresare good approximations of the factor scores. Furthermore, there were no significant sex differences intemperament scores and we found that older children were on average less active and more emotionalcompared to younger ones. Finally, internal consistency and convergent validity of each scale were fairlysatisfying.Conclusion. – The EAS (parental ratings) can thus be used from the age of 2 years, facilitating the study oftemperament development during childhood.

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∗ Auteur correspondant.Adresse e-mail : [email protected] (G. Rouxel).

1162-9088/$ – see front matter © 2013 Elsevier Masson SAS. Tous droits réservés.http://dx.doi.org/10.1016/j.erap.2013.02.002


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1. Introduction théorique

1.1. Cadre conceptuel

La plupart des travaux relatifs au tempérament visent à étudierles différences individuelles en faisant essentiellement référence àla notion de trait (Strelau, 1987). Le tempérament est en effet géné-ralement défini « comme un ensemble de traits stables, héritableset relativement indépendants ayant des corrélats neurophysio-logiques et neurobiologiques et dont la combinaison permet decaractériser les individus » (Purper-Ouakil & Jouvent, 1998). Cettedéfinition très générale présente la particularité de mettre l’accentsur la prise en compte des déterminants génétiques (Wachs, 1994),la notion d’héritabilité impliquant corrélativement la prise encompte de l’environnement (Plomin, Defries, Mc Clearn & Rutter,1999). Le tempérament reste néanmoins un concept polysémique(Goldsmith et al., 1987) qui peut parfois être utilisé de fac on inter-changeable avec celui de personnalité, compris comme la collectiond’un nombre réduit de dimensions très générales (e.g., l’impulsivité,le névrosisme, etc.). Dans cette perspective, le tempérament tend àêtre assimilé aux aspects biologiques de la personnalité (Eysenck,1991) ou à des traits émotionnels (Gray, 1991). À l’inverse, d’autresauteurs qui distinguent théoriquement et empiriquement les deuxconcepts, considèrent que le tempérament fait partie intrinsèquede la personnalité (Angleitner & Riemann, 1991 ; Rothbart & Bates,1998). Parmi les controverses les plus récurrentes figurent éga-lement celles relatives aux rôles respectifs accordés aux facteursbiologiques et sociaux (Strelau, 1987). Les facteurs biologiquesjoueraient un rôle prépondérant dans le développement du tempé-rament alors que les facteurs sociaux et environnementaux seraientdavantage impliqués dans le développement de la personnalitédont la plupart des grands traits généraux seraient, pour une partau moins, héritables (Plomin et al., 1999). Plusieurs recherches sesont ainsi attachées à mieux comprendre la spécificité des liensentre tempérament et personnalité décrite par le modèle en cinqfacteurs (McCrae et al., 2000 ; Rothbart, 2007). Des divergences ontégalement porté sur la période d’émergence de ces deux concepts.La personnalité serait le résultat d’une construction se réalisantau cours de l’enfance et de l’adolescence quand le tempéraments’observerait dès les premiers instants de vie, voire avant la nais-sance (e.g., travaux sur le niveau d’activité prénatale de Eaton &Saudino, 1992). Enfin, alors que le concept de personnalité estréservé à l’être humain, celui de tempérament peut s’appliquerégalement à l’animal.

Le tempérament a suscité de nombreuses recherches chezl’enfant. Thomas et Chess (1977) ont notamment impulsé unesérie de travaux qui reposent sur l’hypothèse selon laquelle letempérament s’actualise par un style comportemental et par unniveau de réactivité, l’un et l’autre étant en constante interactionavec l’environnement (perspective transactionnelle ou biosociale ;Chess & Thomas, 1991). Rothbart et ses collaborateurs considèrentpour leur part que le tempérament renvoie plus à des différencesindividuelles relativement stables dues à des niveaux de réacti-vité différents conjugués à des processus d’autorégulation qu’à unstyle comportemental (Rothbart & Bates, 1998). La personnalité àl’âge adulte résulterait alors des interactions dynamiques entre letempérament, d’origine génétique, et les expériences individuelles(Rothbart & Ahadi, 1994 ; Rothbart, Ahadi & Evans, 2000).

Selon Buss et Plomin (1975, 1984), les dimensions du tem-pérament constituent les précurseurs des traits de personnalité.Au nombre de quatre (Émotivité, Activité, Sociabilité et Impul-sivité), ces dimensions seraient héritables, observables du plusjeune âge (dès 2–3 mois) à l’âge adulte et relativement stables(Buss, 1991). L’abandon de la dimension « Impulsivité » en rai-son d’un niveau d’héritabilité plus faible qu’attendu, d’un défautd’unidimensionnalité et d’une apparition relativement tardive chez

l’enfant (pas avant l’âge de quatre ou cinq ans) conduira à ce que l’onconnaît aujourd’hui sous le nom de théorie « EAS » du tempérament(Buss & Plomin, 1984). Par ailleurs, la définition de la dimension« Sociabilité » et la mesure de celle-ci évolueront au cours du temps.Plusieurs recherches n’étant pas parvenues à valider la conceptionbipolaire de l’échelle (corrélation entre Timidité et Sociabilité del’ordre de −0,30 pour Cheek & Buss, 1981 ; de l’ordre de −0,56 pourBruch, Gorsky, Collins & Berger, 1989), l’échelle initiale de Socia-bilité sera renommée échelle de Timidité et de nouveaux itemsseront créés pour mesurer plus spécifiquement la dimension deSociabilité.

De ce fait, la théorie « EAS » renvoie actuellement aux quatredimensions suivantes (Buss & Plomin, 1984) :

• l’Émotivité définie comme un équivalent de la détresse. Lesvariations sur cette dimension peuvent aller d’un manque quasistoïque de réaction face à un événement potentiellement aver-sif à des réactions émotionnelles intenses échappant au contrôlede l’individu. Cette dimension implique clairement un éveil émo-tionnel et dans une moindre mesure un éveil comportemental ;

• l’Activité qui comporte deux composantes : le rythme et l’énergie.Les individus varient sur cette dimension entre un état léthar-gique et des comportements particulièrement énergiques ;

• la Sociabilité définie par la préférence pour la compagnie desautres et par une appétence à interagir avec l’environnementsocial (Goldsmith et al., 1987) ;

• la Timidité qui renvoie aux comportements d’inhibition et degêne en présence de personnes inconnues, associés à des sen-timents de tension et de détresse et une tendance à fuir lesinteractions sociales. Contrairement à la non-sociabilité, la timi-dité serait liée à un risque accru de développement de désordresanxieux, justifiant ainsi son intégration dans le questionnaire(Cheek & Buss, 1981).

La théorie « EAS » présente l’intérêt de recouvrir des dimen-sions relativement consensuelles que l’on retrouve dans la plupartdes conceptualisations actuelles du tempérament. Cette théorie està l’origine de nombreux travaux, menés aussi bien chez l’enfant(Holder & Klassen, 2010 ; Lindhout, Markus, Hoogendijk & Boer,2009 ; Porter et al., 2005), chez l’adolescent (Fried, Teichman &Rahav, 2010 ; Saudino, McGuire, Reiss, Hetherington & Plomin,1995) que chez l’adulte (Plomin, Pedersen, McClearn, Nesselroade& Bergeman, 1988). Ces dimensions peuvent être aussi facilementmises en relation avec certains traits de personnalité repérablesà l’âge adulte, en particulier l’extraversion (vs l’introversion) et lenévrosisme (vs la stabilité émotionnelle).

1.2. Un outil d’évaluation du tempérament : l’EAS

Il existe pratiquement autant de questionnaires et d’échellespour mesurer les dimensions du tempérament chez l’enfant(Slabach, Morrow & Wachs, 1991) que de perspectives théoriquessur le tempérament. Bien que portant des noms différents, cesoutils mesurent en fait des concepts similaires (Rothbart & Bates,1998). Nous nous limiterons ici à la présentation des différentesétudes de validation de l’outil proposé par Buss et Plomin (1984) :le questionnaire de tempérament « Émotivité, Activité et Sociabi-lité » (EAS) pour enfants (à partir de l’âge d’un an) et adolescentsdont les 20 items ont été traduits en langue franc aise (Gasman et al.,2002 [version franc aise] ; Karp, Serbin, Stack & Schwartzman, 2004[version québécoise]). Signalons qu’il existe également une versionpour adultes de cet outil (Naerde, Roysamb & Tambs, 2004).

La version franc aise (Gasman et al., 2002) a été validée sur unéchantillon de 197 enfants âgés de six à 12 ans (âge moyen = 9 anset 2 mois). Le questionnaire a été complété soit par les parents del’enfant évalué, soit par ses enseignants, soit par l’enfant lui-même


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s’il était âgé de plus de neuf ans. Nous ne présenterons ici que lesrésultats relatifs à l’évaluation du tempérament de l’enfant par lesparents puisque dans notre propre échantillon les enfants sont auplus âgés de neuf ans. Les résultats de l’analyse factorielle confir-matoire sont en accord avec l’hypothèse théorique d’une structureen quatre dimensions. Un résultat comparable a été retrouvé dansl’étude de validation de l’EAS réalisée par Mathiesen et Tambs(1999) auprès de 2442 jeunes enfants norvégiens pour les troisgroupes d’âges étudiés (18, 30 et 50 mois). Boer et Westenberg(1994) ont également validé une structure factorielle en quatre fac-teurs dans une recherche menée auprès de 402 enfants hollandaisâgés de quatre à 13 ans et ont montré que la dimension Sociabiliténe pouvait être assimilée à de la non Timidité. Dans cette étude, laSociabilité apparaît à la fois liée à la Timidité et à l’Activité, mais celien est plus fort avec la Timidité pour les enfants les plus jeunes(M = 6,4 ans) et plus fort avec l’Activité pour les enfants les plus âgés(M = 10,5 ans). Dans ces trois recherches, on constate que les scoresd’Émotivité sont relativement indépendants des autres scores (lacorrélation la plus élevée est avec la Timidité). La Timidité cor-rèle négativement avec la Sociabilité et avec l’Activité. Les scoresd’Activité et de Sociabilité sont quant à eux positivement corrélés.L’analyse du questionnaire franc ais a soulevé néanmoins quelquesproblèmes de mesure pour trois items qui ne saturent que faible-ment (1 item) ou pas (2 items) la dimension qu’ils sont supposésmesurer.

Les échelles de l’EAS entretiennent un certain nombre de rela-tions avec celles du DOTS-R (Windle & Lerner, 1986 ; pour la versionfranc aise : Purper-Ouakil et al., 2002), un autre outil classique-ment utilisé dans ce domaine pour mesurer les dimensions dutempérament (Thomas & Chess, 1977). L’étude de Purper-Ouakilet al. (2002) met ainsi en évidence deux corrélations particuliè-rement élevées : entre Activité (EAS) et Niveau d’activité-générald’une part (r = 0,53 ; p < 0,01) et entre Timidité (EAS) et Approche-retrait (DOTS-R) d’autre part (r = −0,64, p < 0,01). Par ailleurs, lescoefficients de cohérence interne des échelles sont satisfaisants,compris entre 0,69 (échelle Timidité) et 0,77 (échelle Sociabilité).Ces valeurs sont conformes à celles trouvées habituellement avecla version originale américaine du questionnaire (e.g., une cohé-rence interne médiane de 0,75 dans l’étude de Saudino et al., 1995).Les échelles de l’EAS ont également été confrontées à des mesurescomportementales du tempérament d’enfants âgés entre un et sixans (Karp et al., 2004). Cette recherche concerne 160 dyades mère-enfant. Le tempérament de l’enfant est mesuré à l’aide de deuxoutils : la version « parent » de l’EAS (version québécoise complétéepar les 160 mères) et le « Behavioural Style Observational System »(BSOS). Le BSOS permet d’évaluer lors de l’observation d’une inter-action mère-enfant : l’humeur de l’enfant, son niveau d’activité,sa réactivité vocale, son attirance pour les jouets, ses fluctuationsd’humeur et son adaptabilité. Chaque dyade mère–enfant a été fil-mée à domicile au cours de trois séquences d’observation de trois àquatre minutes chacune (situations de jeu). Les analyses de régres-sion effectuées montrent que les enfants caractérisés par un stylecomportemental problématique selon le BSOS tendent à être éva-lués par leur mère avec l’EAS comme particulièrement actifs et peutimides. Les scores obtenus au BSOS, en revanche, ne permettentpas de prédire les scores aux échelles de Sociabilité et d’Émotivitéde l’EAS. Il est donc possible de trouver une certaine correspon-dance entre les deux outils, le point de convergence le plus fort sesituant au niveau du calcul du score d’activité de l’enfant.

Gasman et al. (2002) ont également comparé les scores obte-nus aux quatre échelles de l’EAS selon l’âge et le sexe des enfants.Ils n’observent qu’une seule différence significative avec la versionparent du questionnaire : le niveau d’Activité est un peu plus élevéchez les garc ons que chez les filles. Ce résultat a été souvent repro-duit (e.g., méta-analyses de Campbell & Eaton, 1999 et de Eaton &Enns, 1986 ; Porter et al., 2005) et a été également retrouvé dans

les deux études hollandaise et norvégienne précédemment citées(mais, dans l’étude norvégienne, seulement pour les enfants âgésde 18 mois et de 50 mois), ainsi que dans l’étude américaine deRowe et Plomin (1977) menée auprès de 182 enfants âgés de cinqmois à neuf ans. Mathiesen et Tambs (1999) observent égalementd’autres différences. À 30 mois, les filles ont des scores légèrementplus élevés que les garc ons pour les échelles Émotivité, Timiditéet Sociabilité. Elles sont aussi un peu plus timides que les garc onsà 18 mois. Les scores à l’échelle de Timidité augmentent légère-ment entre 18 et 50 mois ainsi que ceux à l’échelle d’Émotivité entre30 et 50 mois. Les scores à l’échelle d’Activité baissent en revancherégulièrement entre 18 et 50 mois comme ceux à l’échelle de Socia-bilité qui diminuent en plus entre 18 et 30 mois (mais pas entre30 et 50 mois). Boer et Westenberg (1994), observent égalementune légère diminution du niveau d’Activité chez les enfants lesplus âgés (âge moyen = 10,5 ans) par rapport aux plus jeunes (âgemoyen = 6,4 ans).

Comme nous venons de le voir, la seule étude de validationde l’EAS publiée en France porte sur un échantillon d’enfants âgésentre six et 12 ans (Gasman et al., 2002). Or ce questionnaire peutthéoriquement être utilisé pour évaluer le tempérament d’enfantstrès jeunes (dès un an). C’est ce que nous avons cherché à faire danscette étude réalisée à la fois chez des enfants d’un âge comparableà celui des participants recrutés par Gasman et collaborateurs etchez des enfants plus jeunes. En raison des problèmes de mesureposés par trois items de la version utilisée par ces chercheurs, nousavons employé une version québécoise de l’échelle dans laquelleces items sont formulés différemment.

Plusieurs points sont successivement abordés dans ce travail.Nous nous interrogerons d’abord sur la possibilité de répliquer chezdes enfants âgés entre six et neuf ans la structure factorielle del’EAS (version parents) identifiée par Gasman et al. (2002). Nousnous proposons ensuite d’évaluer l’invariance métrique et structu-rale de l’EAS chez des enfants âgés entre deux et cinq ans, certainscritères d’invariance devant être respectés avant de pouvoir jugerde l’influence éventuelle de l’âge et du sexe des enfants sur lesdimensions mesurées par l’EAS. Nous examinerons ensuite la vali-dité concordante des dimensions de l’EAS sur la base des relationsque celles-ci entretiennent avec les échelles du DOTS-R. Nous ten-terons enfin de répondre à la question de savoir si les scores auxéchelles de l’EAS sont de bonnes approximations des prédictionsindividuelles faites sur la base des valeurs estimées des paramètresd’un modèle reconstruisant de manière satisfaisante les donnéesrecueillies dans cette étude.

2. Méthode

2.1. Participants

Six cent quarante enfants (273 filles, 329 garc ons ; sexe nonprécisé pour 38 enfants), évalués par leurs parents (539 mères et78 pères, 23 parents n’ont rien précisé), participent à l’étude. Ils ontété recrutés dans sept écoles élémentaires et cinq écoles mater-nelles franc aises et répartis en deux échantillons. L’échantillon1 était constitué de 290 enfants (163 garc ons et 109 filles, éva-lués par leurs parents [242 mères et 39 pères]), âgés entre six etneuf ans (âge moyen : 6,72 ans ; écart-type : 0,7 ans), inscrits enclasses élémentaires. L’échantillon 2 était composé de 350 enfants(166 garc ons et 164 filles, évalués par leurs parents [297 mères et39 pères]), âgés entre deux et cinq ans (âge moyen : 3,85 ans ; écart-type = 0,94 ans), inscrits en classes maternelles.

2.2. Mesures

Les parents avaient été préalablement informés parécrit des objectifs et des modalités de l’étude. Ils devaient



compléter à domicile un court questionnaire socio-démographiqueet deux questionnaires d’hétéro-évaluation : une version en languefranc aise1 de l’EAS (questionnaire « Émotivité, Activité et Socia-bilité ») utilisée par Karp et al. (2004 ; version québécoise) et laversion franc aise2 du DOTS-R (questionnaire des dimensions detempérament révisé) validée par Purper-Ouakil et al. (2002).

La version « parent » de l’EAS comporte 20 items (cinq itemspar échelle) et permet de mesurer quatre dimensions : Émotivité[ex. item E3 : « Mon enfant s’en fait facilement et pleure facile-ment »], Sociabilité [ex. item S2 « Mon enfant préfère jouer avecd’autres plutôt que tout(e) seul(e) »], Activité [ex. item A4 « Monenfant a beaucoup d’énergie »] et Timidité [ex. item T1 « Mon enfanta tendance à être très gêné(e) »]. Les échelles de réponses sont encinq points : de 1 (pas du tout) à 5 (énormément). La traduction del’item A1 a été modifiée afin de la franciser davantage (l’expression« Mon enfant est toujours sur une patte » a été remplacée par « Monenfant court du matin au soir », comme dans la version franc aise del’outil de Gasman et al., 2002).

La version « parent » du DOTS-R rassemble 54 items ren-voyant à neuf dimensions : niveau d’activité/général, niveaud’activité/sommeil, approche/retrait, flexibilité/rigidité, humeur,rythmicité/sommeil, rythmicité/alimentation, rythmicité/vie quo-tidienne et orientation sur la tâche [échelles en quatre points : 1 :(faux), 2 (plutôt faux), 3 (plutôt vrai), 4 (vrai)].

Les questionnaires étaient complétés dans l’ordre EAS/DOTS-Rpar la moitié des participants et dans l’ordre DOTS-R/EAS par l’autremoitié.

2.3. Analyses

Les analyses statistiques3 ont été effectuées à l’aide du logi-ciel de modélisation structurale Mplus 6.12 (Muthén & Muthén,1998–2010) en traitant les items de l’EAS au niveau catégoriel-ordonné. Rappelons que dans le modèle factoriel pour donnéescatégorielles-ordonnées, les réponses observées sont comprisescomme des versions discrétisées de variables de réponse latentes(VRL) et continues y* (Muthén, 1984). La modélisation porte doncsur les relations entre les facteurs et les VRL. Les seuils de chaqueVRL y* (m-1 seuils pour m catégories de la variable observée) sontestimés à partir de la proportion des participants ayant choisi unecertaine catégorie de réponse et de l’aire sous la courbe normale. Lacorrélation entre deux VRL y*, ou corrélation polychorique, est lavaleur la plus vraisemblable qui rend compte de la table de contin-gence des deux items correspondants sachant les seuils estimés.Le modèle factoriel est alors ajusté aux corrélations polychoriquesentre VRL avec l’estimateur robuste4 des moindres carrés pondérésWLSMV (Weighted Least Squares Mean-and-Variance-adjusted ;Muthén, du Toit & Spisic, 1997) qui inclut la fonction de lien probit.

2.3.1. Modèles d’analyse factorielle confirmatoireLa structure factorielle de l’EAS a été établie sur l’échantillon

1 (enfants âgés de 6 à 9 ans) en combinant des modèles d’analysefactorielle exploratoire et confirmatoire. Nous avons d’abord testéun modèle à quatre facteurs obliques dont chaque dimension était

1 Nous remercions Lisa Serbin, Claude Senneville et leurs collègues de nous avoircommuniqué leur traduction franc aise de l’EAS. Ce questionnaire est disponibleauprès de [email protected].

2 Nous adressons tous nos remerciements à Diane Purper-Ouakil pour nous avoircommuniqué la version franc aise du DOTS-R.

3 Les codes Mplus des différents modèles d’équations structurelles testés danscette étude sont disponibles auprès de [email protected].

4 L’estimateur des paramètres d’un modèle est dit robuste si celui-ci conserve àpeu près ses qualités lorsque les hypothèses statistiques qui sous-tendent la modé-lisation ne sont pas respectées (présence de valeurs extrêmes, échantillon de petitetaille, etc.).

mesurée par les cinq items lui étant a priori associés. Ce modèle aété mis ensuite en compétition avec un modèle moins restrictif éla-boré à partir des résultats d’une analyse factorielle exploratoire àquatre facteurs. L’ajustement de ces différents modèles a été évaluéen examinant différents indices d’ajustement absolu et comparatifincluant le �2 du rapport de vraisemblance (dont la sensibilité à lataille de l’échantillon accroît le risque d’erreur de type I ; ajustementsatisfaisant si �2/ddl < 1,96), l’indice d’ajustement en comparai-son au modèle de base (Comparative Fit Index : CFI > 0,95), leserreurs d’approximation (Root Mean Square Error of Approximation :RMSEA < 0,06) (Hu & Bentler, 1999) et les résidus pondérés (Weigh-ted Root Mean Square Residual : WRMR < 1). L’estimateur WLSMV nefournissant que des valeurs estimées des chi-deux d’ajustement, lesmodèles ont été comparés sur la base des Khi2 partiels obtenus parla procédure DIFFTEST qui tient compte du mode de calcul spé-cifique à l’estimateur WLSMV du �2 du rapport de vraisemblanceet des degrés de liberté (ddl) associés (Asparouhov & Muthén,2006).

2.3.2. Invariance de mesure et invariance factorielleLe niveau de mesure des items étant ordinal, nous avons com-

paré plusieurs modèles en testant l’invariance des saturations, desseuils et de la variance résiduelle des variables latentes de réponse(Millsap & Yun-Tein, 2004). L’évaluation de l’invariance des seuilsest spécifique à l’analyse factorielle de données ordinales puisqu’ils’agit de savoir si une catégorie de réponse donnée correspond àune même « étendue » de scores factoriels dans les échantillonsconsidérés. Nous avons effectué une série d’analyses factoriellesconfirmatoires multi-groupes des données recueillies sur les deuxéchantillons. Notre démarche a suivi celle préconisée dans la litté-rature (Meredith, 1993 ; Vandenberg & Lance, 2000) en spécifiantles modèles comme indiqué par Millsap et Yun-Tein (2004) (para-métrisation theta ; Muthén & Muthén, 1998–2010) puis en testantceux-ci à partir du modèle le moins restrictif jusqu’au modèlele plus restrictif. Après avoir testé sur l’échantillon 2 le modèles’ajustant aux données de l’échantillon 1, nous avons ainsi appliquésuccessivement :

• le modèle d’invariance configurale dans lequel les facteurs sontmesurés par les mêmes indicateurs dans les deux groupes ;

• le modèle d’invariance métrique (saturations invariantes dans lesdeux groupes) ;

• le modèle d’invariance scalaire (saturations et seuils invariantsdans les deux groupes) ;

• le modèle d’invariance stricte (saturations, seuils et variancesrésiduelles des VRL invariants dans les deux groupes).

Nous avons enfin éprouvé l’hypothèse d’invariance structuraleen contraignant à l’égalité les variances et/ou les covariances desfacteurs. Les comparaisons entre modèles ont été effectuées sur labase du changement de �2 entre modèles emboîtés (par exemple, lemodèle d’invariance métrique emboîté dans le modèle d’invarianceconfigurale). Sur ce point et pour tenir compte du nombre de testsde différence effectués, nous avons fixé à 0,01 le seuil de significa-tivité de ��2 entre le modèle spécifié et le modèle moins restrictifqui le précède dans la hiérarchie des modèles d’invariance testés.D’autres indices de changement d’ajustement ont été égalementpris en considération comme une très faible diminution du CFI (aumaximum 0,01) ou une très faible augmentation du RMSEA (aumaximum 0,015) (Cheng, 2007 ; Cheung & Rensvold, 2002 ; Meade,Johnson & Braddy, 2008) qui indiquent que le modèle spécifié nepeut être rejeté en comparaison au modèle moins restrictif qui leprécède.



Tableau 1Analyse factorielle confirmatoire de l’EAS sur l’échantillon 1 (enfants âgés de 6 à 9 ans) : saturations standardisées, variance résiduelle des variables de réponse aux itemsordinaux et corrélations entre facteurs (estimateur WLSMV, n = 290).Confirmatory factor analysis of the EAS (sample 1: children aged from 6 to 9 years): standardized loadings, residual variance for ordinal response variables and correlations betweenfactors (WLSMV estimation, n = 290).

Facteurs Variancerésiduelle de y*

Item Sociabilité Émotivité Activité Timidité

S1 0,65 – – −0,15 0,51S2 0,65 – – – 0,58S3 0,51 – 0,21 – 0,61S4a 0,49 −0,39 – – 0,66S5 0,44 0,23 – – 0,44E1 – 0,72 – – 0,48E2 – 0,70 – – 0,51E3 – 0,84 – – 0,29E4 – 0,79 – – 0,38E5 – 0,50 0,22 – 0,71A1 – – 0,66 – 0,57A2a – −0,29 0,35 – 0,79A3 – – 0,77 – 0,41A4 – – 0,91 – 0,18A5a – −0,18 0,41 – 0,80T1 – – – 0,79 0,67T2a −0,29 – – 0,53 0,55T3a −0,33 – – 0,56 0,48T4 – – – 0,42 0,82T5a – −0,42 – 0,85 0,47

Sociabilité Émotivité Activité Timidité

Sociabilité 1,00Émotivité – 1,00Activité 0,45 – 1,00Timidité −0,28 0,50 −0,35 1,00

En gras : items relatifs aux échelles Sociabilité (S1-S5), Émotivité (E1-E5), Activité (A1-A5) et Timidité (T1-T5). Les estimations (saturations et corrélations) sont toutessignificatives à 0,01. Variances des facteurs : Sociabilité (0,424 ; e.s. = 0,072), Émotivité (0,711 ; e.s. = 0,051), Activité (0,820 ; e.s. = 0,066) et Timidité (var = 0,714 ; e.s. = 0,150).

a Items inversés.

3. Résultats

3.1. Structure factorielle de l’EAS chez les enfants de six à neuf ans

Nous avons d’abord testé de manière confirmatoire un modèlecorrespondant au rationnel théorique de l’EAS, soit un modèle àquatre facteurs obliques dont chaque dimension était mesuréepar les cinq items qui lui étaient a priori associés. Les indicesd’ajustement témoignant d’une qualité de reconstruction insuffi-sante (n = 290 ; #par = 106 [#par = nombre de paramètres libres] ;�2 = 516,84 ; ddl = 164 ; �2/ddl > 1,96 ; CFI = 0,855 ; RMSEA = 0,086 ;WRMR = 1,40), nous nous sommes appuyés sur les résultatsd’une analyse exploratoire (ESEM : Exploratory Structural EquationModeling) pour chercher à spécifier un modèle plus restrictifdes données. Le modèle ESEM testé faisait l’hypothèse de quatrefacteurs corrélés interprétables comme les facteurs théoriquesattendus (S : Sociabilité ; E : Émotivité ; A : Activité ; T : Timidité)et présentait un ajustement acceptable (n = 290 ; #par = 116 ;�2 = 243,69 ; ddl = 190 ; �2/ddl < 1,96 ; CFI = 0,946 ; RMSEA = 0,062 ;WRMR = 0,69). L’examen des estimations fournies dans ce cadremontre que contrairement aux hypothèses de construction, seulsneuf items sur les 20 que comporte l’EAS saturent significative-ment un facteur et un seul. Les 11 autres items sont clairementmultidimensionnels, deux d’entre eux présentant une saturationsaillante sur une autre dimension que celle attendue a priori(A2 et T4 sur le facteur Émotivité). L’examen des corrélations entrefacteurs montre que celles-ci sont dans l’ensemble conformes à nosattentes. On constate ainsi que le facteur Émotivité est indépen-dant des facteurs Sociabilité (r = 0,07, ns) et Activité (r = 0,03, ns)et que ces deux derniers facteurs sont significativement corrélés(r = 0,30 ; p < 0,01). Le facteur Timidité corrèle positivement avec lefacteur Émotivité (r = 0,16 ; p < 0,05), négativement avec le facteur

Activité (r = −0,25 ; p < 0,01) et, conformément à nos attentes,négativement avec le facteur Sociabilité (r = −0,28 ; p < 0,01).

Nous avons alors employé une approche pas à pas de type res-trictif en estimant d’abord le modèle correspondant au rationnelthéorique de l’EAS. L’ajustement de ce modèle n’étant pas satis-faisant (N = 290 ; #par = 106 ; �2 = 516,84 ; ddl = 164 ; �2/ddl > 1,96 ;CFI = 0,855 ; RMSEA = 0,086 ; WRMR = 1,40), nous avons libéré cer-tains paramètres sur la base des résultats de l’analyse factorielleexploratoire et des valeurs des indices de modification. Nousavons ainsi libéré dix saturations d’items (S4, S5, A2, A5 etT5 sur le facteur Émotivité, T2 et T3 sur le facteur Sociabilité, S3 etE5 et sur le facteur Activité, S1 sur le facteur Timidité) et fixéà zéro la covariance entre Activité et Émotivité. Quoique moinsparcimonieux que le modèle correspondant au rationnel théo-rique de l’EAS, ce second modèle rend significativement mieuxcompte des variations et covariations des items de l’EAS (N = 290 ;#par = 115 ; �2 = 261,48 ; ddl = 155 ; �2/ddl < 1,96 ; CFI = 0,956 ;RMSEA = 0,049 ; WRMR = 0,89 ; ��2 = 140,95 ; �ddl = 9 ; p < 0,001).Ce modèle moins contraint fournit donc la meilleure représen-tation parmi tous les modèles testés de la structure factoriellede l’EAS sur l’échantillon d’enfants âgés de six à neuf ans(Tableau 1).

Comme on peut le voir (Tableau 1), dix items ne saturentqu’une seule dimension, et ce de fac on conforme au modèle debase : les items S2, E1, E2, E3, E4, A1, A3, A4, T1 et T4 (satura-tions moyennes à très fortes comprises entre 0,42 et 0,91). Les dixautres items sont bidimensionnels et saturent plus fortement lefacteur dont ils sont censés dépendre théoriquement. Signalonsenfin que les estimations fournies par un modèle à indicateurset causes multiples dans lequel les quatre facteurs sont régres-sés sur la variable Parent montrent l’absence de relation entrele sexe du parent et l’évaluation du tempérament de l’enfant



Tableau 2Hiérarchie des différentes hypothèses d’invariance de mesure et de structure de l’EAS sur les deux échantillons (n = 640).Invariance factor structure and measurement invariance of the EAS: nested hypothesis (data from both samples: n = 640).

Modèle #par �2 ddl ��2 �ddl p CFI �CFI RMSEA �RMSEA WRMR

M1 : invariance configurale 224 585,27 316 – – – 0,950 – 0,052 – 1,28M2 : invariance métrique : saturations

invariantes198 574,76 342 31,11 26 0,224 0,96 0,007 0,046 −0,006 1,36

M3a : invariance des saturations et des seuils,variances résiduelles libérées

150 654,59 390 97,55 48 0,000 0,95 – 0,046 0,000 1,46

M3b : invariance des saturations, invariancepartielle des seuils (3 items), variancesrésiduelles libérées

162 609,40 378 29,58 36 0,760 0,96 0,000 0,044 −0,002 1,39

M4 : invariance des saturations, invariancepartielle des seuils (3 items), invariance desvariances résiduelles

142 624,14 398 55,42 56 0,490 0,958 0,001 0,042 −0,002 1,42

M5 : invariance des saturations, invariancepartielle des seuils (3 items), invariance desvariances résiduelles, invariance desvariances et des covariances des facteurs

131 551,09 409 23,04 31 0,850 0,973 0,015 0,033 −0,009 1,45

Les tests de �2 sont ajustés à l’estimateur WLSMV et ne correspondent pas nécessairement à la différence de �2 lue entre le modèle le moins restrictif et le modèle le plusrestrictif. Le seuil de significativité retenu pour ��2 est de 1 %. #par : nombre de paramètres ; ddl : degrés de liberté ; CFI : Comparative Fit Index ; RMSEA : Root Mean SquareError of Approximation ; WRMR : Weighted Root Mean Square Residual.

[Émotivité (beta = 0,01, p = 0,98), Sociabilité (beta = 0,03, p = 0,88,Activité (beta = 0,09, p = 0,65) et Timidité (beta = 0,03, p = 0,86)].

3.2. Invariance de mesure et invariance structurale de l’EAS

L’étude de l’invariance d’un modèle factoriel entre groupesnécessite que le modèle soit estimé indépendamment surchaque groupe. Nous avons donc appliqué aux données del’échantillon 2 (enfants de 2 à 5 ans) le modèle factoriel confir-matoire précédemment identifié. Les résultats obtenus montrentque l’ajustement de ce modèle est satisfaisant (n = 350 ; #par = 115 ;�2 = 273,44 ; ddl = 155 ; �2/ddl < 1,96 ; CFI = 0,960 ; RMSEA = 0,047 ;WRMR = 0,91). Comme précédemment, une absence de relationest retrouvée entre le sexe du parent et l’évaluation du tem-pérament de l’enfant [Émotivité (beta = 0,17, p = 0,25), Sociabilité(beta = −0,12, p = 0,41, Activité (beta = −0,23, p = 0,17) et Timidité(beta = 0,16, p = 0,33)].

Les hypothèses d’invariance ont été ensuite successivement tes-tées à l’aide d’analyses factorielles confirmatoires multi-groupesdont les résultats apparaissent dans le Tableau 2. Le premiermodèle testé est le modèle d’invariance configurale (M1). Cemodèle fait l’hypothèse que les quatre facteurs sont mesuréspar les mêmes indicateurs dans les deux groupes. Il est doncle moins restrictif de tous les modèles testés et fournit unereprésentation satisfaisante de l’organisation des données surles deux échantillons (n = 640 ; #par = 224 ; �2 = 585 ; ddl = 316 ;�2/ddl < 1,96 ; CFI = 0,950 ; RMSEA = 0,052 ; WRMR = 1,28), ce quiautorise les tests ultérieurs d’invariance. Le second modèle faitl’hypothèse de saturations invariantes dans les deux groupes (M2 :invariance métrique). Cette hypothèse ne dégradant pas significa-tivement l’ajustement du modèle d’invariance configurale (M2 vsM1 : ��2 = 31 ; �ddl = 26 ; p = 0,22), l’invariance métrique est doncassurée dans les deux groupes.

L’hypothèse ensuite testée est celle d’invariance des satura-tions et des seuils dans les deux groupes (M3a : invariance forte).La significativité du test de différence du chi-deux du rapport devraisemblance (M3a vs M2 : ��2 = 98 ; �ddl = 48 ; p < 0,01) sug-gère que certains seuils d’items ne sont pas invariants, ce quel’examen des indices de modification confirme pour trois itemsdu questionnaire (E1, E5 et T2). Les seuils de ces trois items sontdonc estimés séparément dans chaque groupe dans le modèleM3b. Cette hypothèse d’invariance scalaire partielle ne provoquepas de baisse significative de l’ajustement par rapport au modèled’invariance métrique (M3b vs M2 : ��2 = 30 ; �ddl = 36 ; p = 0,76 ;

stabilité du CFI ; diminution de RMSEA : 0,002). Elle ne peutdonc pas être rejetée. Le quatrième modèle d’invariance stricte(M4) ajoute au modèle M3b l’hypothèse d’égalité des variancesrésiduelles des VRL dans les deux groupes. L’absence de baissesignificative d’ajustement par rapport à celui du modèle précé-dent (M4 vs M3b : ��2 = 55 ; �ddl = 56 ; p = 0,49) amène à retenircette hypothèse. Enfin, l’invariance structurale (M5) est testée enévaluant l’hypothèse d’égalité des variances des facteurs et descovariances entre facteurs dans les deux groupes. Cette hypothèsene peut être rejetée en l’absence d’une diminution significativede l’ajustement par rapport à celui du modèle M4 (M5 vs M4 :��2 = 23 ; �ddl = 31 ; p = 0,85 ; augmentation du CFI : 0,15 ; dimi-nution de RMSEA : 0,009).

Au total, les résultats des analyses effectuées témoignent enfaveur de l’hypothèse d’égalité dans les deux échantillons des satu-rations des variables de réponse latentes sur les facteurs, des seuilsdes variables de réponse latentes, à l’exception des items E1, E5 etT2, des variances des facteurs et des covariances entre facteurs (M5 :n = 640 ; #par = 131 ; �2 = 551 ; ddl = 409 ; �2/ddl < 1,96 ; CFI = 0,973 ;RMSEA = 0,033 ; WRMR = 1,45). Enfin, les corrélations entre facteurssont significatives à l’exception de celles entre Activité et Émotivité(fixée à 0) et entre Sociabilité et Timidité (r = −0,113 ; S.E. = 0,066 ;p = 0,086). Ce niveau d’invariance de mesure et de structure auto-rise donc la comparaison des moyennes des quatre facteurs dans lesdeux échantillons. Les estimations du modèle final montrent ainsiune augmentation significative de la moyenne du facteur Activité(M = 0,461 ; t = 2,374 ; p = 0,018) et une diminution significative dela moyenne du facteur Émotivité (M = −0,328 ; t = 2,435 ; p = 0,015)dans l’échantillon des enfants de deux à cinq ans. Les moyennes desfacteurs Sociabilité et Timidité, quant à elles, ne diffèrent pas d’ungroupe à l’autre.

3.3. Différences liées au sexe et validité concordante de l’EAS

3.3.1. Différences liées au sexeAfin de répondre à cette question, nous avons repris le modèle

d’invariance M5 en régressant les quatre facteurs sur la variableSexe. Deux modèles ont été testés dans lesquels les coefficientsde régression étaient libérés ou fixés à 0 dans les deux groupes.L’absence de baisse significative d’ajustement entre le premier etle second de ces modèles (��2 = 13 ; �ddl = 8 ; p = 0,11) montre quequel que soit le groupe d’âge des enfants, la variable Sexe est sansrelation avec les facteurs de l’EAS.



Tableau 3Covariances (contraintes à l’égalité sur les deux échantillons) et corrélations (pour chaque échantillon) estimées entre les quatre facteurs de l’EAS et les neuf scores d’échellesdu DOTS-R : échantillon 1, enfants de six à neuf ans (n = 290) ; échantillon 2, enfants de deux à cinq ans (n = 350).Estimation of covariances (constrained to be equal across samples) and correlations (freed in every sample) between factors of the EAS and DOTS-R scale scores: sample 1, childrenaged from 6 to 9 years (n = 290); sample 2, children aged from 2 to 5 years (n = 350).

DOTS-R EAS

Échelle Échantillon Sociabilité Émotivité Activité Timidité

Cov. Corr. Cov. Corr. Cov. Corr. Cov. Corr.

1. Rigid. 1 – 1,48 0,39 – 1,26 0,392 0,39 0,39

2. Act.-g. 1 0,86 0,17 – 6,43 0,66 −0,72 −0112 0,19 0,74 −0,12

3. Humeur 1 0,53 0,19 −0,73 −0,17 0,67 0,13 −1,38a −0,37a

2 0,22 −0,20 0,15 −0,67a −0,21a

4. Ryth.-s. 1 – – 0,47 0,07 –2 0,08

5. Tâche 1 −0,63 −0,16 – −2,29 −0,30 –2 −0,16 −0,31

6. Approc. 1 0,58 0,19 −1,33 −0,28 1,67 0,29 −2,85 −0,722 0,18 −0,27 0,27 −0,67

7. Ryth.-a. 1 – – 0,60a 0,13a –2 −0,68a −0,12a

8. Ryth.-vi. 1 0,25 0,08 – 0,57 0,10 −0,43 −0,112 0,10 0,12 −0,13

9. Act.-so. 1 – – 1,21 0,20 –2 0,20

1 : rigidité/flexibilité ; 2 : niveau d’activité-général ; 3 : humeur ; 4 : rythmicité-sommeil ; 5 : orientation sur la tâche ; 6 : approche-retrait ; 7 : rythmicité-alimentation ; 8 :rythmicité-vie quotidienne ; 9 : niveau d’activité-sommeil.

a Paramètres estimés sur chaque échantillon en raison du rejet de l’hypothèse d’invariance. Covariances (cov.) : première colonne sous chaque facteur de l’EAS ; corrélations(corr.) : deuxième colonne sous chaque facteur de l’EAS. Les estimations en caractères gras sont significatives à 0,01 ; estimations en italiques significatives à 0,05.

3.3.2. Étude des relations entre l’EAS et le DOTS-RCette question de validité concordante a été traitée en

employant le même modèle d’analyse factorielle confirmatoiremulti-groupes que celui précédemment appliqué aux données del’EAS mais en le complétant par la mise en relation des quatre fac-teurs de l’EAS avec les scores aux neuf échelles du DOTS-R. Nousavons d’abord vérifié l’invariance des relations entre les scoresaux échelles du DOTS-R en comparant l’ajustement du modèledans lequel les covariances étaient libérées au modèle contrai-gnant celles-ci à l’égalité dans les deux groupes. L’ajustement dusecond modèle n’étant pas significativement dégradé par rapport àcelui du modèle moins contraint (��2 = 58 ; �ddl = 36 ; p = 0,012 ;�CFI = −0,002 ; �RMSEA = 0) nous avons retenu pour la suite desanalyses l’hypothèse d’invariance des covariances entre les scoresaux échelles du DOTS-R.

L’approche restrictive s’est centrée sur les covariances entreles facteurs de l’EAS et les scores d’échelle du DOTS-R en partantd’un modèle dans lequel toutes les covariances étaient estimées.L’ajustement du modèle a été ensuite amélioré pas à pas en fixantà zéro les covariances non significatives (p < 0,01) puis en vérifiantl’absence de dégradation significative de l’ajustement (��2 > 0,01)lorsque les covariances d’une même paire étaient contraintesà l’égalité entre les deux groupes (par exemple, la covarianceentre Rigidité/flexibilité et le facteur Timidité sur l’échantillon1 contrainte à être égale à la covariance entre Rigidité/flexibilitéet le facteur Timidité sur l’échantillon 2). Vingt et une paires decovariances ont été successivement contraintes à l’égalité, deuxcovariances seulement différant statistiquement d’un échan-tillon à l’autre [cov(Activité, Aliment) : ��2 = 9,311 ; �ddl = 1 ;p = 0,002–cov(Timidité, Humeur) : ��2 = 6,144 ; �ddl = 1 ; p = 0,01].Nous avons ainsi abouti à un modèle présentant un ajuste-ment acceptable (n = 640 ; #par = 226 ; �2 = 1057,10 ; ddl = 782 ;�2/ddl < 1,96 ; CFI = 0,955 ; RMSEA = 0,033 ; WRMR = 1,54). Les

covariances et les corrélations estimées entre les facteurs del’EAS et les scores d’échelle du DOTS-R sont présentées dans leTableau 3. Notons que lorsque la covariance est invariante dans lesdeux échantillons, l’estimation de la corrélation peut différer selonl’échantillon en raison des différences de variance d’un échantillonà l’autre.

Deux fortes corrélations (supérieures à 0,66) émergent de cesrésultats sur les deux échantillons : d’une part positive entre Acti-vité et Niveau d’Activité-général (DOTS-R) et d’autre part négativeentre Timidité et Approche-retrait (DOTS-R). Un certain nombrede corrélations plus modérées (autour de 0,30) se retrouvent éga-lement quel que soit l’âge des enfants. Rigidité-retrait (DOTS-R)corrèle positivement avec Émotivité d’une part et avec Timiditéd’autre part. Timidité corrèle négativement avec Humeur (DOTS-R) ; Activité corrèle négativement avec l’Orientation vers la tâche etpositivement avec Approche-retrait (DOTS-R). Enfin, Émotivité cor-rèle négativement avec Approche-retrait (DOTS-R). Les corrélationssignificatives restantes sont relativement faibles.

3.4. Qualité de l’approximation des scores factoriels de l’EAS parles scores d’échelles

Une question importante posée dans cette étude était celle desavoir si les scores aux échelles de l’EAS (scores totaux obser-vés) pouvaient être considérés comme de bonnes approximationsdes scores individuels prédits sur la base des estimations desparamètres du modèle factoriel. Les résultats précédents onten effet montré que plusieurs items de l’EAS étaient multi-dimensionnels et que la structure factorielle du questionnaireétait moins restrictive que ne le supposait le modèle théo-rique sous-tendant la construction de l’outil. L’approche demodélisation utilisée dans ce travail offre plusieurs possibilitéspour juger de la qualité de l’approximation des scores prédits



Tableau 4Indices d’ajustement des modèles testant l’égalité des corrélations entre facteurs avec les corrélations entre scores d’échelles (n = 640).Goodness-of-fit indices for models testing equality of correlations between factors with correlations between scale scores (n = 640).

Modèle #par �2 ddl CFI �CFI RMSEA �RMSEA WRMR

M0 : Modèle de base 141 577 223 0,949 – 0,050 – 1,15M1 : r(F E,F A) = r(E E,E A) 140 570 224 0,951 0,002 0,049 −0,001 1,15M2 : r(F A,F S) = r(E A,E S) 139 576 225 0,950 −0,001 0,049 0,000 1,16M3 : r(F A,F T) = r(E A,E T) 138 577 226 0,950 0,000 0,049 0,000 1,16M4 : r(F E,F S) = r(E E,E S) 137 583 227 0,949 −0,001 0,050 0,001 1,16M5 : r(F S,F T) = r(E S,E T) 136 591 228 0,948 −0,001 0,050 0,000 1,17M6 : r(F E,F T) = r(E E,E T) 135 630 229 0,943 −0,005 0,052 0,002 1,22

Facteurs : F Sociabilité, F Émotivité, F Activité et F Timidité. Scores d’échelles : E Sociabilité, E Émotivité, E Activité et E Timidité. L’évaluation de la différence d’ajustementne s’appuie que sur le �CFI et le �RMSEA car la procédure DIFFTEST du programme Mplus ne permet pas d’évaluer la significativité de ��2 lorsqu’il est fait l’hypothèsede contraintes non linéaires (ici sur des rapports entre covariances et produits d’écarts-type). r : corrélation ; #par : nombre de paramètres ; ddl : degrés de liberté ; CFI :Comparative Fit Index ; RMSEA : Root Mean Square Error of Approximation ; WRMR : Weighted Root Mean Square Residual.

dans le cadre du modèle factoriel par les scores aux échellesde l’EAS. Une manière simple de procéder consiste à évaluerl’ajustement d’un modèle dans lequel les corrélations entre facteurs(F) et échelles (E) sont fixées à un pour une même dimen-sion (rF Timidité-E Timidité = 1, rF Sociabilité-E Sociabilité = 1, etc.). D’autrescontraintes d’égalité entre corrélations peuvent aussi être intro-duites (par exemple, rF Activité-F Sociabilité = rE Activité-E Sociabilité) et leschangements correspondants d’ajustement évalués.

Cette stratégie de modélisation a été appliquée aux donnéesrecueillies sur l’ensemble des participants. Le modèle de base faisaitles hypothèses suivantes :

• même structure factorielle de l’EAS que celle dont l’invarianceavait été démontrée sur les deux échantillons (cf. Section 3.2) ;

• corrélation fixée à un entre le facteur et l’échelle d’une mêmeconstruction théorique.

Les indices d’ajustement montrant un niveau relativement satis-faisant d’acceptabilité (n = 640 ; #par = 145 ; �2 = 569,82 ; ddl = 219 ;�2/ddl < 2,58 ; CFI = 0,950 ; RMSEA = 0,050 ; WRMR = 1,15), nousavons alors testé l’hypothèse d’égalité de chacune des six cor-rélations entre facteurs avec la corrélation correspondante entreéchelles.

L’évolution des indices d’ajustement des modèles testantl’égalité de ces hypothèses est décrite dans le Tableau 4. Le choix leplus conservateur est celui du modèle M3 pour lequel les critèreshabituels d’ajustement sont respectés. Bien que les modèles M5 etM6 présentent un ajustement marginalement acceptable, nous pré-sentons dans le Tableau 5 les corrélations estimées dans le cadredu modèle M3.

Les deux matrices de corrélations sont proches, trois corréla-tions sur six ont pu être considérées comme identiques dans lemodèle retenu. Concernant les trois autres (en caractères gras dansle Tableau 5), on peut noter que la corrélation est sensiblementplus importante entre les facteurs Timidité et Émotivité (r = 0,50)

qu’entre les scores aux échelles de Timidité et d’Émotivité (r = 0,20).Les deux autres différences sont moins importantes.

En conclusion, nous pouvons donc considérer que les scoresd’échelles constituent bien de bonnes approximations des scoresfactoriels correspondants et ce, aussi bien pour une utilisation del’EAS auprès d’enfants âgés entre deux et cinq ans qu’entre enfantsâgés entre six et neuf ans.

3.5. Cohérence interne des échelles de l’EAS

La cohérence interne des quatre échelles a été estimée pardes alphas de Cronbach (1990). L’échelle Émotivité présenteune bonne cohérence interne (0,80 sur l’échantillon 1 et 0,77 surl’échantillon 2), celles des échelles Activité (0,69 sur l’échantillon 1 ;0,66 sur l’échantillon 2), Timidité (0,64 sur l’échantillon 1 ; 0,68 surl’échantillon 2) et Sociabilité (0,63 sur l’échantillon 1 ; 0,62 surl’échantillon 2) sont en revanche relativement faibles.

4. Discussion

Cette recherche a été entreprise afin d’étudier la structure fac-torielle et les propriétés psychométriques d’une traduction enfranc ais du questionnaire de tempérament EAS (version parent).Rappelons qu’une étude de validation d’une version légèrementdifférente de cet outil a déjà été publiée en France. Mais cette valida-tion ne portait que sur une population d’enfants d’âge scolaire (i.e.,âgés entre 6 et 12 ans). Nous avons donc souhaité étendre le proces-sus de validation à des enfants d’âge préscolaire (enfants âgés de 2 à5 ans). Dans un premier temps et afin d’établir un rapprochementavec les travaux de validation déjà réalisés, nous avons centré nospremières analyses sur l’échantillon d’enfants âgés entre six et neufans. De fac on prévisible si l’on se réfère aux études déjà publiées surce questionnaire (Gasman et al., 2002), les résultats de la premièreanalyse factorielle confirmatoire testant une structure simple (cinqitems par facteur) s’avèrent insatisfaisants : les items ne sont mani-festement pas tous unidimensionnels. Nous avons alors recherché

Tableau 5Corrélations estimées entre les facteurs (F Sociabilité, F Émotivité, F Activité et F Timidité) et les scores d’échelles (E Sociabilité, E Émotivité, E Activité et E Timidité) del’EAS (n = 640).Estimation of correlations between factors (F Sociability, F Emotionality, F Activity, F shyness) and EAS scale scores (E Sociability, E Emotionality, E Activity, E shyness).

1 2 3 4 5 6 7 8

1. F Sociabilité 1,002. F Émotivité 0,20 1,003. F Activité 0,41 – 1,004. F Timidité −0,14a 0,50 −0,31 1,005. E Sociabilité 1,00 0,10a 0,41 −0,14 1,006.E Émotivité 0,21 1,00 0,11 0,41 0,10 1,007. E Activité 0,32 −0,13 1,00 −0,31 0,41 – 1,008. E Timidité −0,28 0,28 −0,31 1,00 −0,29 0,20 −0,31 1,00

a Corrélations significatives à 0,05 ; toutes les autres corrélations sont significatives à 0,01.



une solution restrictive présentant un meilleur ajustement auxdonnées. À partir des résultats d’une analyse factorielle explora-toire, un modèle en quatre facteurs a finalement pu être retenu,dans lequel cependant dix items sur 20 saturent au moins deuxfacteurs, mais à chaque fois plus fortement le facteur dont ils sontcensés a priori dépendre. Les quatre facteurs en question, parfaite-ment interprétables, correspondent sans ambiguïté à ceux attendusthéoriquement : Sociabilité, Émotivité, Activité et Timidité (Buss &Plomin, 1984). À noter qu’aucune relation n’est retrouvée sur aucunéchantillon entre le sexe du parent et l’évaluation du tempéramentde l’enfant. Dans l’étude de Gasman et al. (2002) une corrélationtrès forte entre les facteurs Timidité et Sociabilité était mise enévidence, suggérant la possibilité de ne considérer qu’un seul etmême facteur. Nos résultats ne vont pas dans ce sens quel que soitl’échantillon considéré. Les corrélations obtenues sont modéréesentre les deux facteurs, du même ordre que celles relevées dans lesétudes norvégienne et hollandaise.

L’étude franc aise de Gasman et al. (2002) a mis en évidence troisitems ne saturant pas les facteurs théoriquement spécifiés (items1, 6 et 18). Nous avons de ce fait choisi d’utiliser une autre versionen langue franc aise du questionnaire (version québécoise) danslaquelle ces trois items étaient formulés différemment. Les items enquestion ne posent plus problème dans notre étude. L’item 6 dansnotre recherche sature fortement et exclusivement le facteur Émo-tivité. Dans la version du questionnaire que nous avons retenue, leterme « émotif » est utilisé au lieu de « sensible ». De même, l’item1 sature à présent fortement et exclusivement le facteur Timidité.L’item 18 quant à lui sature deux facteurs dans notre étude maisnéanmoins plus fortement celui dont il est censé dépendre a priori.Dans l’étude de Gasman et al. (2002), ces deux items ne saturentpas du tout les facteurs attendus. Pour l’item 1, on trouve dansnotre version l’expression « a tendance à être gêné(e) » à la place de« est plutôt timide » et pour l’item 18 nous avons repris l’expression« il/elle se sent isolé(e) » et non « il/elle se sent à l’écart ». Dans nosanalyses en revanche, l’item qui poserait peut-être le plus de pro-blème de mesure est l’item A2 [« Quand mon enfant se déplace,il le fait habituellement avec lenteur »] : il sature à 0,35 le facteurActivité dont il dépend théoriquement et de fac on assez prochele facteur Émotivité (−0,29). Une traduction plus simple pourraitpeut-être résoudre ce problème. Par exemple, dans la version pro-posée par Gasman et al. (2002), dans laquelle cet item ne semble pasposer problème, sa formulation est la suivante : « D’habitude, il/ellese déplace lentement ». L’adverbe « lentement » pourrait égalementêtre remplacé par « calmement », qui a peut-être une connotationmoins pathologique en franc ais.

Après avoir identifié la structure factorielle de l’EAS au sein del’échantillon d’enfants âgés entre six et neuf ans, nous avons voulusavoir si cette structure pouvait être généralisée à un échantillond’enfants plus jeunes. Plusieurs analyses factorielles confirma-toires multi-groupes ont ainsi été effectuées. La comparaison desajustements de différents modèles d’invariance a permis de mon-trer que les structures factorielles dans les deux échantillonsétaient très peu différentes et qu’il était possible de compa-rer les réponses des parents des enfants des deux échantillons.Nous avons ainsi montré que les enfants les plus âgés danscette étude sont en moyenne moins actifs et plus émotifs queles enfants les plus jeunes. Les moyennes des deux autres fac-teurs, Timidité et Sociabilité, quant à elles, ne différaient pas d’ungroupe à l’autre. Une diminution comparable du niveau d’Activitéa été observée chez les enfants les plus âgés dans l’étude deBoer et Westenberg (1994), ainsi qu’auprès d’enfants beaucoupplus jeunes (entre 18 et 50 mois) dans l’étude de Mathiesen etTambs (1999). Pour l’émotivité, Boer et Westenberg (1994) n’ontpas constaté de différences significatives entre groupes. Signa-lons cependant que les deux moyennes d’âges comparées par cesauteurs sont beaucoup plus élevées [6,4 ans vs 10,5 ans] que celles

calculées dans notre étude [3,85 ans vs 6,72 ans]. Gasman et al.(2002) ne rapportent pas non plus de changements au niveaude l’Émotivité entre six et 12 ans, pas plus d’ailleurs que sur lestrois autres facteurs. En revanche, Mathiesen et Tambs (1999)observent également une augmentation de l’émotivité, entre 30 et50 mois. L’émotivité aurait donc tendance à augmenter dansl’enfance, peut-être avec les débuts de la scolarisation des enfants,source d’inquiétude potentielle. Par ailleurs, il est possible quel’augmentation corrélative de la prise de conscience de soi et desautres à cette période d’âge, l’apprentissage de l’autocontrôle et uneplus grande compréhension des expériences sociales (Thommen,2010) puissent expliquer, pour une part au moins, le dévelop-pement de l’émotivité. Ce résultat nécessiterait cependant d’êtrereproduit.

La recherche d’éventuelles différences liées au sexe s’est révé-lée infructueuse quel que soit l’âge des participants. Ce constatdiffère de ceux faits dans d’autres études (Boer & Westenberg,1994 ; Gasman et al., 2002 ; Mathiesen & Tambs, 1999) dans les-quelles les garc ons se révèlent en moyenne un peu plus actifs queles filles. Mais les différences sur les trois autres facteurs varientd’une étude à l’autre. De fac on générale, lorsque des différencessont constatées, elles sont de faible intensité, hormis pour lescapacités d’autorégulation qui seraient moindres chez les garc ons(Blackmore, Berenbaum & Liben, 2008). Nous manquons en Franced’études longitudinales récentes permettant de connaître plus pré-cisément l’évolution des différentes composantes du tempéramentau cours du développement de l’enfant et les différences éven-tuelles entre garc ons et filles.

Concernant la validité concordante de l’EAS, nos résultats sonten accord avec ceux publiés par Purper-Ouakil et al. (2002). Dansles deux études, deux fortes corrélations entre les scores de l’EAS etdu DOTS-R, pertinentes d’un point de vue théorique, se démarquentdes autres : positive entre Activité (EAS) et Activité-général (DOTS-R) et négative entre Timidité (EAS) et Approche-retrait (DOTS-R).Ces corrélations se retrouvent dans notre étude aussi bien dansl’échantillon des enfants les plus jeunes que chez les enfants lesplus âgés. D’autres corrélations théoriquement attendues mais plusfaibles existent également entre les scores relatifs aux deux ques-tionnaires.

Une question d’autant plus importante que les items du ques-tionnaire sont pour certains multidimensionnels, était celle desavoir si les scores d’échelles de l’EAS constituent de bonnesapproximations des scores latents prédits sur la base des para-mètres du modèle factoriel le plus compatible avec l’organisationdes données. Les résultats des analyses effectuées permettent derépondre positivement à cette question et ce, aussi bien chez desenfants âgés de deux à cinq ans que chez des enfants âgés de six àneuf ans. Afin de voir jusqu’à quel point les deux types de scores(prédits dans le cadre du modèle factoriel vs observés) sont proches,nous avons également comparé la structure des corrélations entrefacteurs d’une part et entre scores d’échelles d’autre part. Les deuxmatrices de corrélations sont proches. Trois corrélations sur sixpeuvent être considérées comme identiques et similaires à cellesobservées dans d’autres études (Boer & Westenberg, 1994 ; Gasmanet al., 2002 ; Mathiesen & Tambs, 1999) : des corrélations assezélevées entre Sociabilité et Activité (r = 0,41) d’une part et entreActivité et Timidité (r = −0,31) d’autre part ; et une absence de cor-rélation entre Émotivité et Activité. Quelques différences entre lesdeux matrices sont néanmoins à souligner. Ainsi, la corrélationentre les facteurs Émotivité et Timidité (r = 0,50) est plus élevée quecelle entre les scores d’échelles correspondants (r = 0,20). Il en est demême pour la corrélation entre les facteurs Émotivité et Sociabilité(r = 0,20), plus élevée que celle entre les scores d’échelles (r = 0,10)Enfin la corrélation entre les facteurs Sociabilité et Timidité est plusfaible (r = −0,14) que celle entre les scores d’échelles (r = −0,29) Cescorrélations sont par ailleurs conformes à la littérature.



Enfin, la cohérence interne des échelles de l’EAS, effectuée grâceau calcul d’alphas de Cronbach, s’est révélée relativement satis-faisante étant donné le faible nombre d’items attachés à chaqueéchelle (cinq items). La valeur de l’alpha est en effet générale-ment sous-estimée quand l’échelle comporte peu d’items. L’échelled’Émotivité possède une bonne cohérence interne (� = 0,77 dansl’échantillon 1 ; � = 0,80 dans l’échantillon 2), du même ordre quecelles relevées dans les études de Rowe et Plomin (1977, � = 0,80)et de Boer et Westenberg (1994, � = 0,79) et plus élevée que cellesrapportées dans les études de Mathiesen et Tambs (1999, � = 0,67)et Gasman et al. (2002, � = 0,70). Les estimations de la cohérenceinterne des trois autres échelles sont plus faibles (elles varient entre0,62 et 0,69 selon les échantillons), notamment celle de l’échelleSociabilité, du même ordre que celle rapportée par Mathiesen etTambs (1999, � = 0,60) mais inférieure à celles dont font état Boeret Westenberg (1994, � = 0,74) et Gasman et al. (2002, � = 0,77).Ces trois dernières échelles sont donc insuffisamment précises auregard des critères habituels de fidélité.

5. Conclusion

Basée sur une traduction légèrement différente de l’EAS,cette étude complète celle publiée en 2002 par Gasman et sescollaborateurs. D’un point de vue psychométrique, nos résultatsconfirment la plupart de ceux déjà connus à propos de cet outil.Nous avons vérifié notamment que la structure factorielle de l’EASreste la même, qu’elle soit utilisée pour évaluer le tempéramentd’enfants âgés entre deux et cinq ans ou celui d’enfants âgés entresix et neuf ans (hétéro-évaluation). Ce constat est important car iloffre la possibilité d’utiliser le même outil pour mesurer le tempé-rament sur un empan d’âges qui nécessite souvent d’avoir recours àdes instruments de mesure différents selon le stade développemen-tal atteint par l’enfant. L’étude des changements éventuels dans lescomposantes du tempérament au cours du temps s’en trouve doncainsi facilitée. Les résultats des analyses effectuées nous assurentaussi que les scores d’échelles constituent de bonnes approxima-tions des scores factoriels prédits par un modèle dont l’ajustementaux données recueillies a été éprouvé. Le psychologue dans sa pra-tique n’a généralement pas la possibilité de calculer ce type descores, plus fiables d’un point de vue psychométrique (contrôlede l’erreur de mesure et des spécificités notamment), mais quinécessitent d’avoir recours à des effectifs importants. Les résul-tats présentés ici montrent qu’il ne prendra que peu de risquesà faire usage des scores observés d’échelles pour procéder à unehétéro-évaluation du tempérament d’enfants âgés entre deux etneuf ans.

La portée des résultats doit être modulée en fonction des choixméthodologiques retenus. Il aurait d’abord été intéressant d’élargirdavantage notre population d’étude en recueillant des observationsdès l’âge d’un an jusqu’au début de l’adolescence (13–14 ans) parexemple. Nous aurions pu ainsi effectuer des comparaisons surdes tranches d’âges beaucoup plus fines sur un plan développe-mental. Par ailleurs, si l’EAS peut également être utilisé en tantque questionnaire d’auto-évaluation auprès d’enfants maîtrisantbien la lecture, nous ne sommes pas en mesure de dire ici si nosrésultats relatifs à la version « parents » de l’outil sont transférablesà d’autres types d’utilisation. Les résultats de l’étude de Gasmanet al. (2002) laissent à penser que cela pourrait ne pas être le cas.Ces auteurs ont en effet montré que les saturations des items surles facteurs peuvent varier de fac on non négligeable selon que lerépondant est le parent, l’enfant ou l’enseignant. L’étude de vali-dité concordante que nous avons entreprise est également limitéedans les conclusions pouvant en être tirées (utilisation unique-ment des sous-échelles de la DOTS-R). Il pourrait être en particulierintéressant de compléter celle-ci dans une approche de validation

convergente, par exemple en mesurant des indicateurs compor-tementaux du tempérament du type de ceux disponibles dansle « Behavioural Style Observational System » (BSOS ; Karp et al.,2004). Nous pourrions ainsi probablement en apprendre davantagesur d’éventuels changements dans le contenu psychologique desdimensions de l’EAS au cours du développement de l’enfant. Enfin,un prolongement logique de ce travail serait de le poursuivre enadoptant une approche longitudinale afin de compléter les résultatsdes études transversales plus courantes en ce domaine. Ce seraitsans doute là une manière plus heuristique d’étudier l’évolution, aucours du temps et à différents niveaux d’observation et d’analyse(général, différentiel et individuel), des composantes du tempéra-ment.

Déclaration d’intérêts

Les auteurs déclarent ne pas avoir de conflits d’intérêts en rela-tion avec cet article.

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